Лекции по ТВ и МС(ч.1)
.pdfЛекция № 16 |
Понятие о сходимости случайных величин |
Лекция № 16
Тема: |
Понятие о сходимости случайных величин |
|
Бог есть там, где есть вероятность, и бога нет там, |
|
где есть закономерность. |
|
У. Джеймс |
16.1. Понятие о сходимости случайных величин
Определение 16.1
Определение 16.2
Определение 16.3
Последовательность случайных величин {ξn }∞n =1 сходится по вероятности к случайной величине ξ , если для любого ε > 0
справедливо равенство
limP{ξn −ξ > ε}= 0 .
n→∞
Обозначается ξ = p lim ξn или ξn p →ξ .
n→∞
Последовательность случайных величин {ξn }∞n =1 сходится к случайной величине ξ в среднем, если для всех n существуют
Mξn , Mξ и
limM ξn −ξ = 0 .
n→∞
Последовательность случайных величин {ξn }∞n =1 сходится к случайной величине ξ в среднем квадратическом, если для всех n существуют Mξn2 , Mξ2 и
limM ξn −ξ 2 = 0 .
n→∞
Обозначается ξ = l.i.m.ξn (сокращение l.i.m. — от limit in mean — сходимость в среднем).
159
Понятие о сходимости случайных величин |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Лекция № 16 |
|
|
Последовательность случайных величин {ξn }∞n =1 сходится к |
||||||||||
|
|||||||||||
|
случайной величине ξ |
с вероятностью 1 |
|
(почти наверное), |
|||||||
|
если выполнено |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Определение 16.4 |
|
∞ |
∞ ∞ |
|
|
|
|
|
1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
ξn −ξ |
|
≤ |
|
=1. |
|
|
|
|
|
|
|||||||
|
P{lim ξn =ξ}= P I U I |
|
|
|
k |
|
|||||
|
n→∞ |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
k =1 N =1 n=N |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Записывают P{ξn →ξ}=1, |
P{lim ξn =ξ}=1. |
|
|
|
||||||
|
|
|
n→∞ |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Последовательность функций распределений Fn (x) слабо |
||||||||||
|
|||||||||||
|
сходится к F (x) если |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Определение 16.5 |
F (x) →F (x) |
|
|
|
|
|
|||||
n |
n→∞ |
|
|
|
|
|
|
|
|
в каждой точке непрерывности предельной функции F (x). Обозначают Fn (x) F (x), Fξn (x) Fξ (x) или ξn Fξ (x).
Следует понимать, что понятие слабой сходимости относится к распределениям, а не к случайным величинам. Если величины ξn , n =1,2,K,
заданы на разных вероятностных пространствах, то вообще нельзя говорить о
сходимости случайных величин в каком–либо смысле. |
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||
|
|
|
Пример 16.1. Рассмотрим последовательность |
случайных величин |
|||||||||||||
{ξ |
n |
}∞ |
, элементы |
которой |
удовлетворяют |
соотношениям |
P{ξ |
n |
= n6 |
}= 1 |
, |
||||||
|
n=1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
n |
|
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
P{ξn = 0}=1− 1 |
. Эта |
последовательность сходится |
к нулю по |
вероятности. |
|||||||||||||
|
|
|
n |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Действительно, |
зафиксируем |
произвольное |
ε > 0 . |
Для |
всех |
n |
начиная |
с |
|||||||||
некоторого n0 такого, что n0 > ε |
верно предельное соотношение |
|
|
|
|
|
|||||||||||
|
|
|
|
P{ |
ξn −0 |
|
> ε}= P{ξn > ε}= P{ξn = n6 }= 1 |
при n → ∞ . |
|
|
|
|
|
||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
n |
|
|
|
|
|
|
|
Но очевидно, что сходимость в среднем отсутствует А, что можно сказать о сходимости с вероятностью 1? Ответ на это вопрос
неоднозначный. Мы знаем вероятностные свойства элементов
160
Лекция № 16 |
Понятие о сходимости случайных величин |
последовательности, но не знаем самих случайных величин. Рассмотрим два случая.
1. Пусть
n6 |
, ω [0;1 n); |
ξn = |
ω [1 n;1], |
0, |
|
|
|
тогда для всякого ω начиная с некоторого n0 все ξn равны нулю. Следовательно данная последовательность сходится почти наверное к нулю.
2. Пусть для k = |
1, n |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
6 |
k −1 |
, |
k |
|
|
|
n |
|
, ω |
n |
; |
|
|
|
|
|
|
|
n |
|
|
|
ξnk = |
|
k −1 |
|
k |
|
|
|
0, |
|
||||
|
|
ω |
n |
, |
, |
||
|
|
|
|
|
|
n |
тогда последовательность ξ11,ξ21,ξ22 ,ξ31,ξ32 ,ξ33 ,K не сходится ни в одной точке
ω [0;1].
16.2. Свойства сходящихся последовательностей случайных величин.
Связь между различными видами сходимости случайных величин проиллюстрирована на следующей диаграмме.
Сходимость с |
|
Сходимость в среднем |
вероятностью 1 |
|
квадратичном |
|
|
|
Сходимость в среднем
Сходимость по вероятности
Слабая сходимость
161
Понятие о сходимости случайных величин |
Лекция № 16 |
Докажем эти факты.
Из сходимости последовательности случайных величин {ξn} в
Теорема 16.1.
среднем квадратичном следует сходимость в среднем.
Доказательство. Справедливость теоремы следует из неравенства Ляпунова
M ξn −ξ ≤ (M ξn −ξ 2 )12 .
Из сходимости последовательности случайных величин {ξn} в
Теорема 16.2.
среднем квадратичном следует сходимость в среднем. Доказательство. В силу неравенства Чебышева
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
P{ |
|
ξn −ξ |
|
> ε}≤ |
M |
|
ξn |
−ξ |
|
|
|
|
|
|
||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
. |
|
|
|
|
||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
ε |
|
|
|
|||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Так как M |
|
ξn −ξ |
|
→ 0 при n → ∞ , то и P{ |
|
ξn −ξ |
|
> ε}→ 0 для любого ε > 0 . |
|||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
||||||||||||||||||||||||||||
Теорема 16.3. |
|
|
|
|
|
|
|
Из сходимости последовательности случайных величин {ξn} |
|||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
по |
вероятности |
следует слабая сходимость их функций |
||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
распределений. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
Доказательство |
|
|
|
|
|
. |
Рассмотрим |
|
|
события |
|
An = {ω : |
|
ξn (ω)−ξ(ω) |
|
≤ ε} и |
|||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
||||||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
An = {ω : ξn (ω)−ξ(ω) > ε}. Так как последовательность случайных величин {ξn}
сходится по вероятности, то P{A |
n }→ 0 при n → ∞ . |
|
|||||||||||
Далее, покажем, что |
|
||||||||||||
|
|
{ω :ξn (ω)< x} {ω :ξ(ω)≤ x +ε}U |
|
|
|
|
|
(16.1) |
|||||
An . |
|||||||||||||
Действительно |
|
||||||||||||
{ω :ξn (ω)< x}= ({ω :ξn (ω)≤ x}I An )U({ω :ξn (ω)≤ x}I |
An ) |
|
|||||||||||
|
|
{ω :ξ(ω)≤ x +ε}U |
|
|
|
|
|
||||||
An . |
|
||||||||||||
Так как An = {ω : |
|
ξn (ω)−ξ(ω) |
|
≤ ε}={ω :ξn (ω)−ε ≤ξ(ω)≤ξn (ω)+ε}. |
|
||||||||
|
|
|
|||||||||||
Аналогично справедливо соотношение, |
|
||||||||||||
|
|
{ω :ξ(ω)< x −ε} {ω :ξn (ω)≤ x}U |
|
|
(16.2) |
||||||||
|
|
An |
Действительно в силу An = {ω : ξn (ω)−ξ(ω) ≤ ε}={ω :ξ(ω)−ε ≤ξn (ω)≤ξ(ω)+ε} имеет место
162
Лекция № 16 Понятие о сходимости случайных величин
{ω :ξ(ω)< x −ε}= ({ω :ξ(ω)< x −ε}I An )U({ω :ξ(ω)< x −ε}I An )
{ω :ξn (ω)≤ x}U An .
Из неравенства (16.1) и свойств вероятности вытекает
P{ω :ξn (ω)< x}≤ P{ω :ξ(ω)≤ x +ε}+ P{ |
An }, |
|
||||||
или в терминах функций распределений |
|
|||||||
Fξn (x)≤ Fξ (x +ε)+ P{ |
An }. |
(16.3) |
||||||
Из неравенства (16.2) аналогично следует |
|
|||||||
Fξ (x −ε)≤ Fξn (x)+ P{ |
An }. |
(16.4) |
||||||
С учетом (16.3) и (16.4) получим |
|
|
|
|
|
|
|
|
Fξ (x −ε)− P{ |
An }≤ Fξn (x)≤ Fξ (x +ε)+ P{ |
An } |
|
|||||
Таким образом, |
|
|
|
|
|
|
|
|
Fξ (x −ε)≤ lim Fξn |
(x)≤ |
|
Fξn (x)≤ Fξ (x +ε). |
|
||||
lim |
|
|||||||
n→∞ |
n→∞ |
|
И, наконец, если функция Fξ (x) непрерывна в точке x , то, переходя к пределу при ε → 0, получим
Fξ (x)≤ lim Fξn (x)≤ lim Fξn (x)≤ Fξ (x).
n→∞ n→∞
Из последнего неравенства следует утверждение теоремы:
Fξ (x)= lim Fξn |
(x)= |
|
Fξn |
(x)= lim Fξn (x). |
lim |
||||
n→∞ |
n→∞ |
n→∞ |
Для того чтобы последовательность случайных величин {ξn}
Теорема 16.4. сходилась с вероятностью 1 к величине ξ , необходимо и
Признак
сходимости с
достаточно, чтобы для всех ε > 0
вероятностью 1 |
lim P I∞ { |
|
ξn |
−ξ |
|
≤ ε} =1. |
||
|
|
|||||||
∞ |
N →∞ |
n =N |
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||
=1, |
тогда и |
P{Ai }=1 для всех i =1,2,K, |
||||||
Доказательство. Если P IAi |
||||||||
i =1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
справедливо и обратное из того что |
P{Ai }=1 для всех i =1,2,K, вытекает, что |
163
Понятие о сходимости случайных величин |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Лекция № 16 |
||||||||||
∞ |
|
=1. Следовательно, для того чтобы с вероятностью 1 ξn →ξ необходимо |
|||||||||||||||||||||||||||
P IAi |
|||||||||||||||||||||||||||||
i =1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
и достаточно, чтобы для всех k |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
∞ |
∞ |
|
|
|
|
|
|
1 |
|
|
|
|
|||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
U I |
|
ξn −ξ |
|
|
≤ |
|
=1. |
(16.5) |
|||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
P |
|
|
|
|
k |
|
||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
N =1 n =N |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
Так |
как |
∞ |
|
ξn |
−ξ |
|
≤ |
1 |
|
возрастающая |
последовательность |
событий, (16.5) |
|||||||||||||||||
|
|
||||||||||||||||||||||||||||
I |
|
|
k |
|
|||||||||||||||||||||||||
|
|
n=N |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
выполняется тогда и только тогда, когда для всех k |
|
|
|
||||||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
∞ |
|
|
ξn −ξ |
|
≤ |
1 |
|
=1. |
|
||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
lim P I |
|
|
|
k |
|
|
||||||||||||
Обозначив число |
1 |
|
|
|
|
N →∞ |
n=N |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
ε > 0 , получим |
||||||||||||
|
в |
последнем |
неравенстве произвольным |
||||||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
k |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
утверждение теоремы. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||
Следствие 16.1. |
|
Из сходимости последовательности {ξn} к ξ с вероятностью |
|||||||||||||||||||||||||||
|
|||||||||||||||||||||||||||||
|
1 вытекает сходимость {ξn} к ξ по вероятности. |
||||||||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||||||||||
Справедливость этого утверждения следует из неравенства |
|
||||||||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
P{ |
ξn −ξ |
|
|
|
|
|
∞ |
|
ξk |
−ξ |
|
|
||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
≤ ε}≥ P I{ |
≤ ε} . |
|
||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
k =n |
|
|
|
|
|
16.3. Рекомендуется изучить самостоятельно:
¾[2] – стр. 137 — 141, 148 — 152;
¾[4] – стр. 269 — 279.
16.4. Теоретические вопросы, выносимые на экзамен:
1.Понятие о различных видах сходимости случайных величин. Связь между сходимостью в среднем и сходимостью по вероятности.
2.Понятие о различных видах сходимости случайных величин. Связь между сходимостью по вероятности и слабой сходимостью распределений.
3.Понятие о различных видах сходимости случайных величин. Необходимое и достаточное условие сходимости с вероятностью 1.
164
Лекция № 16 |
Понятие о сходимости случайных величин |
16.5. В результате успешного усвоения материала лекции студент должен знать:
9определения:
¾сходимости по вероятности;
¾сходимости в среднем;
¾сходимости в среднем квадратичном;
¾слабой сходимости распределений;
9теоремы:
¾о связи сходимости в среднем и среднем квадратичном;
¾о связи сходимости в среднем и сходимости по вероятности;
¾о связи сходимости по вероятности и слабой сходимости распределений;
¾признак сходимости с вероятностью 1;
уметь:
9доказывать теоремы:
¾о связи сходимости в среднем и среднем квадратичном;
¾о связи сходимости в среднем и сходимости по вероятности;
¾о связи сходимости по вероятности и слабой сходимости распределений;
¾признак сходимости с вероятностью 1;
9решать задачи, используя понятия:
¾сходимости случайных величин.
16.6. Задачи и упражнения
1. |
Доказать, что если ξ = p lim ξn |
, η = p lim ηn то и |
||||||||
|
|
|
|
|
|
|
n→∞ |
|
|
n→∞ |
а) |
p lim |
(ξ |
n |
+η |
n |
)=ξ +η ; б) |
p lim |
(ξ η |
n |
)=ξη . |
|
n→∞ |
|
|
|
n→∞ |
n |
|
|||
2. |
Доказать, что если ξ = p lim ξn , и g(x) непрерывна то |
|||||||||
|
|
|
|
|
|
|
n→∞ |
|
|
|
p lim g(ξn )= g(ξ).
n→∞
3. Доказать, что если p lim ξn = c , и g(x) |
непрерывна в точке c то |
n→∞ |
|
p lim g(ξn )= g(c). |
|
n→∞ |
|
4. Доказать, что если p lim ξn = C = const , ηn η то
n→∞
а) ξn +ηn ξ +η ; б) ξnηn ξη
165
Закон больших чисел |
Лекция № 17 |
Лекция № 17
Тема: |
Закон больших чисел |
17.1. Закон больших чисел
Законом больших чисел называют теоремы, формулирующие условия, при которых разность среднего арифметического случайных величин и среднего арифметического их математических ожиданий сходится по вероятности к нулю.
17.2. Теорема Чебышева |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Пусть {ξn} — последовательность независимых случайных |
||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||||||||
Теорема 17.1. |
|
|
|
|
|
|
|
величин, для которых существуют Dξn , |
причем Dξn ≤ c при |
||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
всех n . Тогда |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||
Теорема |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
n |
n |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
Чебышева |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
1 |
∑ξk − |
1 ∑Mξk |
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
n k =1 |
n k =1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
сходится к нулю по вероятности. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||
Доказательство |
|
|
|
|
|
. Из неравенства Чебышева следует |
|
|
|
1 |
|
n |
|
|
|||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
D |
∑ξk |
|
|||
|
|
1 |
n |
|
1 |
n |
|
|
|
1 |
n |
1 |
n |
|
|
|
|
|
|||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
n k =1 |
|
|
|||||||||||||||||
P |
|
|
∑ξk |
− |
|
|
|
|
|
|
∑Mξk |
|
> ε |
= P |
|
|
∑ξk − M |
∑ξk |
> ε |
≤ |
|
|
|
|
|
. |
|||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
ε |
2 |
|
|||||||||||||||
|
|
n k =1 |
|
n k =1 |
|
|
|
|
n k =1 |
n k =1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
В силу независимости случайных величин ξn и ограниченности дисперсий, имеем
|
|
|
n |
|
|
|
|
|
1 |
|
n |
|
|
|
c |
|
||
|
|
D 1 |
∑ξk ≤ |
|
|
∑Dξk ≤ |
. |
|||||||||||
|
2 |
|
|
|||||||||||||||
|
|
n k =1 |
|
|
|
|
n |
k =1 |
|
|
|
n |
||||||
Таким образом, для всех ε > 0 справедливо |
|
|
|
|
|
|
||||||||||||
|
|
|
|
1 |
n |
ξ |
|
− |
1 |
n |
Mξ |
|
|
|
|
|||
|
|
|
|
|
||||||||||||||
|
|
limP |
|
n |
∑k =1 |
|
n |
|
|
|
|
> ε = 0 . |
||||||
|
|
n→∞ |
|
|
k |
|
∑k =1 |
k |
|
|
|
|||||||
Замечание 17.1. |
|
Для справедливости теоремы Чебышева достаточно, чтобы |
||||||||||||||||
|
||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
lim |
1 Dξn = 0 . |
|||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
n→∞ n |
|
|
|
166
Лекция № 17
Теорема
Штольца
Закон больших чисел
Пусть{xn } и {yn } — две числовые последовательности такие, что:
1) yn+1 |
> yn ; 2) lim yn = +∞; 3) существует lim |
xn − xn−1 |
. |
|
|
|
|||
|
|
|
|
|
|||||
|
n→∞ |
xn |
n→∞ yn − yn−1 |
|
|
|
|||
Тогда последовательность |
имеет предел, причем lim |
xn |
= lim |
xn − xn−1 |
. |
||||
yn |
|
|
|||||||
|
|
|
n→∞ yn |
n→∞ yn − yn−1 |
На основании теоремы Штольца
|
1 |
n |
|
Dξn |
|
Dξn |
|
|
|
lim |
∑Dξk = lim |
= lim |
|
= 0. |
|||||
|
|
|
|||||||
n→∞ n2 |
k =1 |
n→∞ n2 −(n −1)2 |
n→∞ 2n −1 |
|
Пусть {ξn} — последовательность независимых случайных величин такая, что Mξn = a , Dξn ≤ c при всех n . Тогда для
Следствие 17.1. каждого ε > 0
|
|
|
|
1 |
n |
|
|
− a |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||
|
|
lim P |
|
n |
ξ |
|
|
> ε = 0 . |
|
|
|
|
||
|
|
n→∞ |
|
∑k =1 |
|
k |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Этот частный случай теоремы Чебышева дает обоснование правилу |
||||||||||||
среднего арифметического в теории обработки результатов измерений. |
|
|
|
|||||||||||
|
|
Пример 17.1. Пусть {ξn } — последовательность независимых случайных |
||||||||||||
величин, причем ξn принимает значения − n , |
0, |
n с вероятностями |
1 |
, 1− |
1 |
, |
||||||||
2n2 |
|
|||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
n2 |
||
1 |
соответственно. Тогда Mξn = 0 , Dξn = Mξn2 |
=1 и к последовательности {ξn } |
||||||||||||
|
2n2 |
|||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
применим закон больших чисел.
17.2. Теорема Бернулли
Рассмотрим последовательность независимых испытаний, в каждом из которых может быть только два исхода — успех У с постоянной вероятностью p
и неудача Н с вероятностью q =1− p . Тогда для νn — частоты появления успеха в первых n испытаниях справедлива теорема, которая является следствием теоремы Чебышева.
Теорема 17.2. |
|
Для любого ε > 0 справедливо равенство |
||||
|
||||||
Теорема Бернулли |
|
limP{ |
|
νn − p |
|
> ε}= 0 . |
|
|
|
||||
|
|
n→∞ |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
167
Закон больших чисел Лекция № 17
Доказательство. Введем случайную величину ξk :
1, если в k - ом испытании произошел успех, ξk = 0, если в k - ом испытании произошла неудача.
Тогда {ξk } — последовательность независимых одинаково распределенных случайных величин, Mξ = p , Dξ = pq . Следовательно, для нее выполнены условия теоремы Чебышева. Так как случайная величина νn представима в виде
νn = 1 ∑n ξk ,
n k =1
то из теоремы Чебышева следует утверждение теоремы.
17.3. Теорема Хинчина
Оказывается, что для независимых одинаково распределенных случайных величин закон больших чисел справедлив и без требования ограниченности дисперсий, и тем более существования дисперсий. А именно, справедливо следующее утверждение.
Пусть {ξn } — последовательность независимых одинаково
Теорема 17.3. |
распределенных величин, имеющих конечное математическое |
|||||||||
Теорема |
ожидание Mξn = a . Тогда для каждого ε > 0 справедливо |
|||||||||
Хинчина |
|
|
1 |
n |
|
|
− a |
|
|
= 0 . |
|
|
|
|
|||||||
|
lim P |
|
n |
∑k =1 |
ξ |
k |
|
> ε |
||
|
n→∞ |
|
|
|
|
|
|
Вернемся к доказательству данной теоремы после рассмотрения на следующей лекции усиленного закона больших чисел в форме Колмогорова.
ХИНЧИН АЛЕКСАНДР ЯКОВЛЕВИЧ [7(19).7.1894, с. Кондрово, ныне Калужская область, — 18.11.1959, Москва), советский математик. Окончил Московский университет (1916), с 1922 — профессор там же. А.Я. Хинчин заведовал кафедрой математического анализа до 1957 года. Ученик Н.Н. Лузина. Член-корреспондент АН СССР (1939). Действительный член Академии педагогических наук, один из ее основателей (1943). Лауреат Сталинской премии (Государственная премия СССР) (1941). Награжден четырьмя орденами, в том числе орденом Ленина.
А.Я. Хинчин — один из самых блестящих представителей Московской математической школы. Им получены основополагающие результаты в теории функций действительного переменного, теории чисел, теории вероятностей, статистической физике. Научное наследие Хинчина включает, в частности, 4 монографии по теории вероятностей, 3 — по статистической физике, 2 — по теории чисел.
168