Файл: Кац М. Статистическая независимость в теории вероятностей, анализе и теории чисел.pdf
ВУЗ: Не указан
Категория: Не указан
Дисциплина: Не указана
Добавлен: 06.04.2024
Просмотров: 76
Скачиваний: 2
ДОБАВЛЕНИЕ |
141 |
функциями, т. е. чтобы в качестве Q выступало множе ство всех непрерывных функций аргумента t. Дополни тельное исследование показывает, что замена множе ства произвольных действительных функций множеством непрерывных функций возможна. При этом почти все реализации оказываются недифференцируемыми ни в од ной точке (типа известной функции Вейергатрасса). См. Дж. Дуб, Вероятностные процессы, ИЛ, М., 1956.
К п. 5. С последовательностями независимых случай ных величин связан один замечательный результат (так называемый закон нуля или единицы, он упо минается в тексте, в начале и. 6). Допустим, что некоторое событие таково, что его наступление опре деляется по значениям случайных величин X k с к ^ п , каково бы ни было п. Примером может служить событие: ряд из случайных величин сходится. Тогда вероятность такого события равна нулю или
единице. |
В |
частности, |
как |
показано в пп. 5 и 6, |
||||||
|
СО |
|
|
|
|
|
|
|
СО |
cl < с° |
РЯД 2 ckrh W сходится при почти [всех t, |
если 2 |
|||||||||
|
1 |
|
|
|
|
|
|
|
1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
со |
|
|
и |
расходится |
при |
почти |
всех |
t, если |
^ |
СЪ= 00• Необ- |
|||
|
|
|
|
|
|
|
|
1 |
|
|
ходимые |
и |
достаточные |
условия |
сходимости рядов |
||||||
из |
независимых |
случайных |
величин |
были |
найдены |
|||||
Л. Я. Хинчиным и А. Н. |
Колмогоровым в 1925 г. Дока |
|||||||||
зательство можно найти, |
например, |
в книге М. |
Л о э в а |
«Теория вероятностей», ИЛ, М., 1962. Типичными сред ствами доказательства в общем случае являются леммы,
ЮМ, Кац
142 |
ДОБАВЛЕНИЕ |
П
подобные следующей: положим s0 = 0, sn = 2 chrk(t)< i
тогда при любом е > 0
p{s /v>e }<p { max |
е}< 2р |
> е}. |
(4) |
Грубо говоря, это означает, что колебания максималь ной из нарастающих сумм независимых случайных величин имеют тот же порядок, что и колебания последней суммы. Левая часть неравенства (4) оче видна. Правая доказывается следующим образом. Обо значим рассматриваемые события буквами А и В, так что неравенство примет вид р ( Л ) < 2p(Z?). Пусть А: = 1, 2, . . . , ге и
Eft = {$] (t) 8, . . . , |
(t) <С 6, Sk (t) s}. |
Очевидно,
H(£) = | r ( 5 f W >
n
> Y lli{ E hn(sn ( t ) - s k (t)> 0)} = i
n |
|
n |
= 2 |
V(Eh)-p(sn (o — Sfc( 0 > ° ) > y |
2 |
i |
. |
i |
что и требовалось доказать.
ДОБАВЛЕНИЕ |
143 |
со
Допустим теперь, что 2 С&<°° - Применяя дока
занное неравенство к rm(t), rm+1 (t), ... и используя неравенство Чебышева, получим
rn-f-n со
ц {sup |
2 |
chrh (t) > е} < 2 2 |
с* |
0 |
|
|
|
т |
т |
|
|
при т —>со. |
Из |
этого неравенства |
и |
аналогичного, |
|
с заменой > е |
на |
< — е, вытекает утверждение о схо- |
|||
|
СО |
|
|
|
|
димости ряда 2 |
ckrk (О с вероятностью |
единица. |
|||
|
1 |
|
|
|
|
Как отмечает автор, ряды по некоторым системам ортогональных функций аналогичны рядам из незави симых случайных величин. Для произвольных орто-
нормальных систем |
|
|||
|
|
§ Х4(сй)-ХДю)ф, = 64я p ( Q ) = l , |
||
|
|
и |
|
|
с |
^ |
(м) dp = О верно |
следующее утверждение: из |
|
СО |
|
|
|
|
2 |
с%log2 к < |
оо вытекает |
сходимость с вероятностью 1 |
|
1 |
|
СО |
|
|
|
|
|
|
|
ряда |
2 ckXk (со) (см. М. |
Лоэв, § 33). |
||
|
В связи |
с некоторыми вопросами, возникающими, |
||
в частности, |
в теории случайных процессов, изучались |
10*
144 ДОБАВЛЕНИЕ
аналитические |
свойства сумм |
функциональных рядов |
|||
со случайными |
коэффициентами. Например, функция |
||||
|
|
|
СО |
|
|
|
|
|
2 й М г. |
|
|
|
|
|
1 |
|
|
будет |
с вероятностью |
единица |
непрерывна |
в замкну |
|
том круге [ср. |
Г. А. |
Х а н т , |
Случайные |
преобразо |
|
вания |
Фурье, Математика, 2 :6 (1958), 87 — 114]. |
||||
К |
главе 3. |
Теоремы о сходимости распределений |
сумм случайных величин к нормальному закону объ единяются в теории вероятностей под общим назва нием «центральной предельной теоремы». Название достаточно полно характеризует место, занимаемое этими теоремами. Возникновение нормального закона связывают обычно со схемой сложения большого числа «равномерно малых» случайных величин. В этой связи уместно упомянуть одну теорему А. Я. Хинчииа. Рассмотрим последовательность серий
А*1,1,
А2. 1, Хг,27
Хп . 1, . • . , Х п , tij
независимых внутри каждой серии случайных вели
чин f в п. 1 и 2 можно принять |
Х п |
у п J |
V |
|
подчиненных условию «предельной пренебрегаемое™»:
ДОБАВЛЕНИЕ |
145 |
при любом е > 0 и п —> оо
max р ( | Х п, и(со) | > е) —> 0. |
(5) |
Пусть распределения сумм Sn = Х п. i + . .. + X n>n схо дятся к предельному. Тогда этот предельный закон будет нормальным в том и только том случае, когда при п —> со
|
р ( max |
| Х„, и(ю) | > е) — 0. |
||
Последнее |
условие |
сильное |
(5) и, |
как легко пока |
зать, равносильно следующему: |
|
|
||
П |
|
|
О при |
п —> со |
2 р ( | Х „ , ft (со) | > е )-> |
||||
1 |
|
|
|
|
(см. Б. В. |
Г н е д е н к о и А. Н. |
К о л м о г о р о в , |
Предельные теоремы для сумм независимых случай ных величин, М., 1949, п. 26).
К п. 4. Преобразования |
Фурье — Стильтьеса, упо |
минаемые в этом пункте, |
используются в теории |
вероятностей под названием характеристических функ ций. Детальное изложение свойств характеристиче ских функций имеется, например, в книге М. Лоэва. Заметим, что теорема непрерывности в несколько
более узкой, чем приводимая автором |
формулировке, |
может быть доказана методом Маркова |
(именно, если |
предположить, что |
|
+ С О |
|
lim ^ eitx don (x) = с (t), |
|
71~> С О J
— СО
146 |
ДОБАВЛЕНИЕ |
где |
-1-00 |
|
|
|
c(t)= ^ eitxda(x). |
Ниже приводится вариант доказательства для этого случая, изложенный в вероятностных терминах. Пусть Ох (ж) — функция распределения, рх (ж) — плотность вероятности, сх (t) — характеристическая функция слу чайной величины X. Заметим, что
+ С О
cx(t)= J eiixpx(x) dx
и, если сх (t) абсолютно интегрируема, то
+°°
Рх (х) = 2 ^ I e~itxcx (t)dt
|
|
|
1 |
4-оо |
|
|
ох (ж2) - ох (хг) = |
J |
f e~ lix2_e~ ltxi |
cx (t)dt. |
|||
рх (ж) dx = ~ |
^ |
— it |
||||
|
|
*i |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Буквой Y |
с теми |
или иными |
индексами будут обо |
|||
значаться |
случайные; величины |
с ру{х) = - ^ (^1 — |
||||
при | ж | < 2 й и |
p y (x ) = 0 в других |
случаях. Тогда |
||||
| Y | = 2h и |
су (t) = |
• Пусть теперь при тг —> оо |