S01 · implies
操作前
P(X_i=0)=P(X_i=1)=1/2
操作後
\mu=1/2,\quad E[X_i^2]=1/2
條件:無
規則:work · 依賴:G1, work
葉節點依據:work
共同邊際law完整給出一階與二階矩。
derivation-mko-weak-law-large-numbers-01 · ocme-new142-reader-adoption-20261021
由全序列IID前提導出WLLN。
有限variance版弱大數律;只證依機率收斂。
workG1 — 在一個已給定機率空間上,(X_i)_{i≥1}為無限IID序列,對任意有限不同indices的joint law都因子分解為Bernoulli(1/2)的乘積。此為全序列前提,不從有限資料估出。bar X_n — n項樣本平均N — epsilon-delta尾端起點mko_definition · cited — 限明示IID通用證書、共同有限mean mu與variance sigma squared。independence先給Var(sample mean)=sigma squared/n,再用exact Chebyshev epsilon-delta tail證依機率收斂;有限模擬不足。 · mko-weak-law-large-numberswork · prerequisite — 假設Chebyshev、期望線性與variance加法含covariance;獨立的有限二次矩變數covariance零。依機率收斂表示任意epsilon>0、delta>0皆有N,使所有n≥N的偏差機率P(|Y_n-Y|>epsilon)<delta。操作前
P(X_i=0)=P(X_i=1)=1/2
操作後
\mu=1/2,\quad E[X_i^2]=1/2
條件:無
規則:work · 依賴:G1, work
葉節點依據:work
共同邊際law完整給出一階與二階矩。
操作前
\sigma^2=E[X_i^2]-\mu^2
操作後
\sigma^2=1/2-1/4=1/4
條件:無
規則:work · 依賴:G1, S01, work
葉節點依據:work
共同variance嚴格有限。
操作前
\bar X_n=\frac1n\sum_{i=1}^nX_i操作後
E[\bar X_n]=\frac1n\sum_{i=1}^n\mu=1/2條件:無
規則:work · 依賴:G1, S02, work
葉節點依據:work
線性期望不需獨立即可保留mean。
操作前
i\ne j,\quad E[X_iX_j]=E[X_i]E[X_j]
操作後
\operatorname{Cov}(X_i,X_j)=0條件:無
規則:work · 依賴:G1, S03, work
葉節點依據:work
IID的獨立性在這一步消掉所有cross covariances。
操作前
\operatorname{Var}(\bar X_n)=n^{-2}\sum_{i=1}^n\operatorname{Var}(X_i)操作後
\operatorname{Var}(\bar X_n)=1/(4n)條件:無
規則:work · 依賴:G1, S04, work
葉節點依據:work
全部cross terms零,n項variance再除n平方。
操作前
\varepsilon>0
操作後
P(|\bar X_n-1/2|>\varepsilon)\le\frac1{4n\varepsilon^2}條件:無
規則:work · 依賴:G1, S05, work
葉節點依據:work
Chebyshev的≥事件包含嚴格>事件,故同一上界可用。
操作前
\varepsilon,\delta>0,\quad N=\lfloor1/(4\varepsilon^2\delta)\rfloor+1
操作後
n\ge N\implies P(|\bar X_n-1/2|>\varepsilon)<\delta
條件:無
規則:work · 依賴:G1, S06, work
葉節點依據:work
明示N嚴格大於臨界值,控制全部尾端。
操作前
\forall\varepsilon,\delta>0\ \exists N\ \forall n\ge N
操作後
\bar X_n\xrightarrow{P}1/2條件:無
規則:work · 依賴:G1, S07, work
葉節點依據:work
這是依機率收斂定義,完成有限variance WLLN例證。
本稿無局部子步。
S08 · premise_audit · G1, S07, work — 不是a.s.收斂證明或有限n常態等式。S07 · premise_audit · G1, S06, work — epsilon與delta先任取,N可依它們改變。S06 · premise_audit · G1, S05, work — epsilon必須正且每個mean、variance來自同一n。S05 · premise_audit · G1, S04, work — 不能把分母n平方漏成n。S04 · premise_audit · G1, S03, work — 同分布本身不保證此式。S03 · premise_audit · G1, S02, work — 分母n必須正,取n≥1。S02 · premise_audit · G1, S01, work — 此定理可容許零variance,本例則為1/4。S01 · premise_audit · G1, work — i任意,非只對X1成立。只在cross covariance消去時使用,不把同分布當獨立。
N取floor臨界值加一,確保<delta。
reject — 仍需要獨立;完全相同的重複變數不會平均掉variance。reject — 此處結論是依機率而非逐路徑。reject — 所用前提涵蓋整個無限序列。在宣告無限IID前提下,樣本平均依機率收斂到1/2。
2 個本稿宣告算術檢查;只支持所列算式。
b1b2f1dcf8c50d67a93fe52d95f8eef7b3abba9ff11fbf0a78e4a6b10cda16b42c750644f96091f304633ea15fc9094c72cf48dfc8293d0ee67c4f711dcf6c7b3075e1f23785264166b0253188eec000c08fc602SCOPED_LEAD_AND_BILINGUAL_CONTEXT_REVIEW