公平Bernoulli平均的Chebyshev尾端

本頁導覽
  1. 目標與範圍
  2. 已知條件與符號
  3. 規則與來源
  4. 逐步主鏈
  5. 局部子步與引理
  6. 逐步反向審查
  7. 錯誤控制與反例
  8. 結論與限制
  9. 驗證及來源綁定

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derivation-mko-weak-law-large-numbers-01 · ocme-new142-reader-adoption-20261021

目標與範圍

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。

已知條件與符號

  • work
  • G1 — 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

規則與來源

  • 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-numbers
  • work · 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。

逐步主鏈

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。

S02 · implies

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。

S03 · implies

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。

S04 · implies

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。

S05 · implies

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。

S06 · implies

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。

S07 · implies

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。

S08 · implies

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。

局部子步與引理

本稿無局部子步。

逐步反向審查

  • 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。

錯誤控制與反例

獨立用途

只在cross covariance消去時使用,不把同分布當獨立。

嚴格尾端

N取floor臨界值加一,確保<delta。

  • 相同邊際即可消covariance。 → reject — 仍需要獨立;完全相同的重複變數不會平均掉variance。
  • 弱律證所有路徑收斂。 → reject — 此處結論是依機率而非逐路徑。
  • 有限樣本像IID就足夠。 → reject — 所用前提涵蓋整個無限序列。

結論與限制

在宣告無限IID前提下,樣本平均依機率收斂到1/2。

    驗證及來源綁定

    2 個本稿宣告算術檢查;只支持所列算式。

    • source commit: b1b2f1dcf8c50d67a93fe52d95f8eef7b3abba9f
    • adopted source SHA-256: f11fbf0a78e4a6b10cda16b42c750644f96091f304633ea15fc9094c72cf48df
    • original source SHA-256: c8293d0ee67c4f711dcf6c7b3075e1f23785264166b0253188eec000c08fc602
    • Lean: NOT_RUN · independent AI: SCOPED_LEAD_AND_BILINGUAL_CONTEXT_REVIEW

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