概率论与数理统计 -- 大数定理及切比雪夫不等式整理

本文主要是介绍概率论与数理统计 -- 大数定理及切比雪夫不等式整理,希望对大家解决编程问题提供一定的参考价值,需要的开发者们随着小编来一起学习吧!

大数定理、切比雪夫不等式及其推导

大数定律

弱大数定律(Weak Law of Large Numbers, WLLN)

弱大数定律指出,当试验次数 (n) 趋向无穷大时,样本平均值 (\bar{X_n}) 与期望值 (\mu) 之间的差异以概率收敛于0。数学上表示为:

∀ ϵ > 0 , lim ⁡ n → ∞ P ( ∣ 1 n ∑ i = 1 n X i − μ ∣ ≥ ϵ ) = 0 \forall \epsilon > 0, \lim_{n \to \infty} P\left( \left| \frac{1}{n} \sum_{i=1}^n X_i - \mu \right| \ge \epsilon \right) = 0 ϵ>0,nlimP( n1i=1nXiμ ϵ)=0

其中, X n ˉ = 1 n ∑ i = 1 n X i \bar{X_n} = \frac{1}{n} \sum_{i=1}^n X_i Xnˉ=n1i=1nXi X i X_i Xi 是独立同分布的随机变量,其期望值为 (\mu)。

强大数定律(Strong Law of Large Numbers, SLLN)

强大数定律更强一些,它指出样本平均值 X n ˉ \bar{X_n} Xnˉ 几乎必然地收敛于期望值 (\mu)。数学上表示为:

P ( lim ⁡ n → ∞ X n ˉ = μ ) = 1 P\left( \lim_{n \to \infty} \bar{X_n} = \mu \right) = 1 P(nlimXnˉ=μ)=1

这意味着随着试验次数 n n n 的增加,样本平均值 X n ˉ \bar{X_n} Xnˉ 会以概率1收敛于期望值 μ \mu μ

切比雪夫不等式

切比雪夫不等式(Chebyshev’s Inequality)是概率论中的一个重要工具,用于描述随机变量偏离其期望值的概率界限。它不依赖于随机变量的具体分布,因此非常广泛和强大。

切比雪夫不等式的定义

切比雪夫不等式适用于任何具有有限期望值和方差的随机变量。具体来说,设 X X X 是一个随机变量,具有期望值 E [ X ] = μ \mathbb{E}[X] = \mu E[X]=μ 和方差 Var ( X ) = σ 2 \text{Var}(X) = \sigma^2 Var(X)=σ2。那么,对于任意正数 ϵ > 0 \epsilon > 0 ϵ>0,切比雪夫不等式表示为:

P ( ∣ X − μ ∣ ≥ ϵ ) ≤ σ 2 ϵ 2 P\left( |X - \mu| \ge \epsilon \right) \le \frac{\sigma^2}{\epsilon^2} P(Xμϵ)ϵ2σ2

切比雪夫不等式的推导

我们可以从 Markov 不等式出发推导切比雪夫不等式。Markov 不等式是:

P ( ∣ X ∣ ≥ a ) ≤ E [ ∣ X ∣ ] a P(|X| \ge a) \le \frac{\mathbb{E}[|X|]}{a} P(Xa)aE[X]

对于非负随机变量 Y = ( X − μ ) 2 Y = (X - \mu)^2 Y=(Xμ)2,我们有:

P ( ( X − μ ) 2 ≥ ϵ 2 ) ≤ E [ ( X − μ ) 2 ] ϵ 2 P\left( (X - \mu)^2 \ge \epsilon^2 \right) \le \frac{\mathbb{E}[(X - \mu)^2]}{\epsilon^2} P((Xμ)2ϵ2)ϵ2E[(Xμ)2]

由于 E [ ( X − μ ) 2 ] = σ 2 \mathbb{E}[(X - \mu)^2] = \sigma^2 E[(Xμ)2]=σ2,得到:

P ( ( X − μ ) 2 ≥ ϵ 2 ) ≤ σ 2 ϵ 2 P\left( (X - \mu)^2 \ge \epsilon^2 \right) \le \frac{\sigma^2}{\epsilon^2} P((Xμ)2ϵ2)ϵ2σ2

注意到 P ( ( X − μ ) 2 ≥ ϵ 2 ) = P ( ∣ X − μ ∣ ≥ ϵ ) P\left( (X - \mu)^2 \ge \epsilon^2 \right) = P\left( |X - \mu| \ge \epsilon \right) P((Xμ)2ϵ2)=P(Xμϵ),所以:

P ( ∣ X − μ ∣ ≥ ϵ ) ≤ σ 2 ϵ 2 P\left( |X - \mu| \ge \epsilon \right) \le \frac{\sigma^2}{\epsilon^2} P(Xμϵ)ϵ2σ2

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