Добавил:
Опубликованный материал нарушает ваши авторские права? Сообщите нам.
Вуз: Предмет: Файл:
Литература / книга.pdf
Скачиваний:
147
Добавлен:
17.04.2013
Размер:
1.36 Mб
Скачать

5.2. Центральная предельная теорема

Теорема 5.1. (ЦПТ). Пусть для последовательности случайных величин Х1, Х2,.., Хn выполняются условия:

1)при любых n случайные величины Х1, Х2,.., Хn независимы в совокупности;

2)одинаково распределены;

3)существует M[X k 2 ] .

Обозначим:

n

o

o

Y n ,

Yn = X k ; Y n = Yn M [Yn ]; Zn =

k =1

 

σ n

где σ2 = D[X k ], k N.

t 2

Тогда lim EZ (t) = e 2 . n→∞ n

Заметим, что из утверждения теоремы согласно свойству 6) характеристической функции следует, что предельным законом для Zn при n → ∞ является нормальный. Из условия 3) следует, что существует

M [Xk ]= m , D[Xk ]= σ2 .

Проверим,

что

 

Zn

-

стандартизованная слу-

чайная величина.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

o

 

 

 

 

 

 

o

 

 

 

 

 

Действительно,

M [Z

 

]= M

Y n

 

=

 

1

 

= 0,

 

 

n

 

 

M Y n

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

σ

 

n

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

σ n

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

o

 

 

1

 

 

o

 

1

 

 

 

n

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

Y n

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

D[Zn ]= D

σ

n

=

σ2

D Y n

= σ2

 

D X k

=

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

n

 

 

 

 

 

 

n

k =1

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

X

 

независимывсовокупности

 

1

 

n

 

 

 

n σ2

k

 

 

D[X k

]=

=

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

=

 

 

 

 

 

=1.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

σ

2

 

n σ

2

попарнонекоррелированы

 

 

 

 

n k =1

 

 

 

 

 

Построим характеристическую функцию EZn (t)

по этапам:

 

 

 

 

 

 

E o (t) Eo (t) EZ n (t).

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

X k

 

 

Y n

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

Заметим, что

84

o

 

 

n

 

n

 

 

 

 

 

 

n

 

 

 

n o

 

 

 

Y n = Yn M [Yn ]= X k M X k

= (X k M [X k ]) =X k .

 

 

 

k =1

 

k =1

 

 

 

k =1

 

 

 

k =1

 

 

 

 

I этап. Ищем E o

(t) . Таккак по условию3) существует M[

 

X k

 

2 ]

 

 

 

 

 

X k

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

E' o

 

(t)

 

по свойству 4) характеристической функции существует

 

и

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

X k

 

 

 

E'' o

(t) . Разложим функцию E o

(t) в ряд Тейлора до членов второго

X k

 

 

 

X k

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

порядка включительно с остаточным членом в форме Пеано:

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

E' o

(0)

 

 

 

 

E'' o

 

(0)

 

 

 

 

 

 

 

 

E o (t) = E o (0) +

X k

 

 

 

 

t +

X k

 

t 2 + о(t 2 ),

 

 

 

(5.2)

 

1!

 

 

 

 

2!

 

 

 

 

E o

X k

 

X k

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

(0) =1 (по свойству 1) характеристической функции).

 

 

 

 

 

 

X k

Далее согласно свойству 2) характеристической функции

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

E' o

(0) = i α1

= i M

o

 

= 0;

 

 

 

 

 

 

 

 

X k

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

X k

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

(0) = i2 α2 = i2 M

o

2

= i2

D[X k ]= −σ2.

 

 

 

 

 

 

 

E'' o

X k

 

 

 

 

 

 

 

X k

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

Подставим найденные значения производных в (5.2):

 

 

 

 

 

 

 

 

 

E o

(t) =1

1

σ

2

t

2

+ о(t

2

).

 

 

 

 

(5.3)

 

 

 

2

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

X k

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

o

n

o

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

II этап. Так как Y n

= X k

{по свойству 3) характеристиче-

 

 

 

 

k =1

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

n

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

ской

функции}

 

Eo

(t) = E o

 

 

 

 

(t) =

{по формуле

(5.3)}

=

 

 

 

Y n

k =1

 

X k

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

=1 1 σ2t2 + о(t2 ) n.2

85

 

 

III

этап. EZn (t) = {по свойству 2) характеристической функции} =

 

 

 

t

 

 

2

 

 

 

 

 

 

 

 

 

2

 

 

 

 

2

 

 

n

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

t

 

 

t

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

=

Eo

 

 

 

 

 

 

 

=

1

 

+

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

о

 

2

 

 

.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

σ n

 

 

 

 

 

 

 

 

2n

 

 

 

σ

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

Y n

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

n

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

Итак,

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

t

2

 

 

 

 

 

 

t

2

 

n

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

t

2

 

 

 

 

 

 

 

t

2

 

 

EZn (t) = 1

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

2n

+

о

2

 

 

 

 

ln(EZn (t)

= n ln

 

1

2n

+ о

 

 

2

 

 

 

 

=

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

σ

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

σ

 

 

n

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

n

 

 

 

 

 

 

 

 

 

ε

2

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

t

2

 

 

 

 

t

2

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

= { ln(1+ ε) = ε −

 

 

 

+... , ε

 

- малое} = n

 

+

о

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

2

 

 

 

2n

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

σ2 n

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

t

2

 

 

 

 

t

2

 

 

 

 

 

t

2

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

t

2

 

 

 

 

 

t

2

 

 

 

 

 

 

 

 

 

lim

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

lim ln EZn (t) =

 

2

+ n о

 

σ2n

 

=

 

 

2

 

+ lim

 

n

о

 

σ2n

= −

2

.

n→∞

 

 

 

 

 

 

n

→∞

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

n

→∞

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

Замечание. Здесь дана одна из простейших формулировок центральной предельной теоремы. Все более поздние формулировки связаны с устранением пункта 2), из-за чего усложняется условие 3). Чаще всего оно формулируется в виде условия Линдеберга (гарантирует, что все слагаемые Хк вносятравномерномалыйвкладвобщуюдисперсию) [3, 4].

Центральная предельная теорема играет большую роль в приложениях теории вероятностей. Одним из характерных примеров применения этой теоремы на практике является баллистика, изучающая явления рассеивания снарядов при стрельбе по цели.

На траекторию полета снаряда действует множество независимых факторов: колебания атмосферного давления, влажности, температуры, отклонения величины заряда и веса снаряда от номинала, ошибка прицеливания, сила ветра на различных высотах и т.д. Результатом этих многочисленных воздействий, каждое из которых вносит свой равномерно малый вклад в общую сумму (ограниченность дисперсий!), является то, что отклонение точки попадания от цели хорошо описывается двумерным нормальным законом распределения.

Другим примером применения центральной предельной теоремы является теория и практика измерений. Всякое измерение неизбежно сопряжено с погрешностями. Реально наблюдаемая погрешность измерения является суммой элементарных погрешностей, вызванных много-

86

численнымифакторами, каждый из которых лишьнезначительно влияет на результат. В силу центральной предельной теоремы результирующая погрешность должна быть приближенно нормальной. Практика подтверждает это положение.

5.3. Следствия ЦПТ для схемы Бернулли

n

Пусть Yn ~B(n,p). Известно, что Yn = Ik , где Ik ~B(l,p) - индика-

k =1

тор успеха в n опытах по схеме Бернулли. Легко видеть, что последовательность I1,I2,… удовлетворяет условиям ЦПТ. Отсюда следует, что стандартизованная сумма

 

 

 

o

 

 

o

 

 

 

 

 

 

Zn =

 

Y n

=

 

Y n

~

 

N (0,1).

 

 

 

 

D[Y }

 

 

npq n→∞

 

 

 

 

 

 

n

 

 

 

 

 

 

 

 

Поэтому при достаточно больших n

 

 

 

 

 

 

P{m Y m

 

}Ф

m

2

n p

m n p

2

 

 

 

Ф

1

.

1

n

 

 

 

npq

 

 

 

npq

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

Возникает вопрос: какая ошибка при этом совершается? Уточнение ЦПТ для конечных n приводит к следующей оценке абсолютной ошибки при замене FZn(x) на Ф(x) при конечных n (известной в литературе как неравенство Берри-Эссена [3]):

 

 

 

 

FZn (x) Ф(x)

 

C

M[| X k M [X k ]|3]

.

(5.4)

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

( D[X k ])3 n

 

 

 

 

 

 

 

Известно, что 1

< C < 0,7655.

 

 

 

 

 

 

2π

 

 

 

 

 

 

 

 

Применим оценку (5.4) для схемы Бернулли. Роль Хk выполняют Ik.

Вычислим

M[

 

X k M[X k ]

3

)

(абсолютный центральный момент

 

 

] = µ3

третьего порядка).

87

Используя закон распределения Ik:

Ik

0

1

p

q

p

находим

M [Ik ]= p, D[Ik ]= q p;

M[ X k M[X k ]3 ] = M[ Ik p 3]

Оценим правую часть в (5.4):

 

)

 

p

q ( p2 + q2 )

C

µ3

= C

σ3 n

(

p q )3 n

Отсюда следует:

P{m1 Yn m2}= Ф m2 n p Ф n p q

= p3q + q3 p = p q( p2 + q2 ).

 

 

 

( p2 + q2 )

 

C

 

 

 

= C

 

 

=

1

 

 

 

p q n

p q n .

 

 

 

m

n p

 

 

1

 

 

 

 

 

1

 

 

 

 

 

.

(5.5)

 

 

 

+ О

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

n p q

 

 

n p q

 

 

Равенство (5.5) составляет содержание так называемой интегральной теоремы Муавра - Лапласа.

Наряду с этим выполняется локальная теорема Муавра - Лапласа

(приводим без доказательства):

P{Y

= m}=

1

(mnp)2

 

1

 

 

e

2npq

+ О

.

n

 

npq

2π

 

 

 

 

 

 

 

 

npq

Пример 4. Сделано 100 выстрелов с вероятностью попадания р = 0,3. Вычислить вероятность P{24 Yn 36}, где Yn = {число попаданий при

n = 100 выстрелов}.

Поскольку npq = 100 0,3 0,7 = 21 >> 1, то можно применить интегральную теорему Муавра - Лапласа. При этом ошибка будет иметь

порядок 1 . Имеем

21

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

36 30

 

 

24 30

 

 

1

 

 

 

 

 

 

 

 

=

P{24 Yn 36}= Ф

21

 

Ф

21

 

+ О

21

 

 

 

 

 

 

 

 

 

6

 

 

1

 

 

 

 

 

 

2Ф (1,31) 1 0,8098.

=

21

 

1+0

21

 

 

 

 

 

 

Точный ответ: 0,7578; относительная точность 7%.

88

ВВЕДЕНИЕ В ТЕМУ"МАТЕМАТИЧЕСКАЯ СТАТИСТИКА"

Математическая статистика - раздел высшей математики, родственный теории вероятностей, разрабатывающий методы систематизации, обработки и анализа экспериментальных данных с целью получения объективных выводов о свойствах измеряемой случайной величины. Решаемые в рамках математической статистики задачи основываются на правилах и методах теории вероятностей, но имеют свою специфику и методологию. В некотором смысле математическая статистика решает задачи, обратные задачам теории вероятностей: она уточняет (или выявляет) структурувероятностныхмоделейреальных экспериментов.

Прежде чем ознакомиться с основными задачами математической статистики, дадим определение нескольких важных понятий, относящихся к выборке.

Определение 1. Генеральной совокупностью (генеральной случай-

ной величиной) называется исследуемая случайная величина (Х - ГСВ).

Определение 2. Выборка из генеральной совокупности объема n -

это n измеренных значений случайной величины Х, записанных в порядке поступления этих измерений (обозначается x1, x2, x3,…, xn).

Определение 3. Выборка апостериори - выборка после того, как она получена; ряд конкретных чисел x1, x2,…,xn.

Определение 4. Выборка априори - n случайных величин, одинаково распределенных и независимых в совокупности.

Определение 5. Выборочный вектор (X1,…,Xn) - n-мерный вектор,

у которого все компоненты одинаково распределены и независимы. Основные задачи математической статистики:

1)предварительная обработка выборки;

2)задача оценивания по выборке неизвестных характеристик генерального, включающая:

- точечное оценивание; - интервальное оценивание;

3)корреляционный и регрессионный анализ - исследование стохастической зависимости между случайными величинами;

4)проверка статистических гипотез;

5)дисперсионный анализ - исследование влияния отдельных факторов на результат эксперимента.

89