| Определение: |
| Граница Чернова (англ. Chernoff bound) дает оценку вероятности того, что сумма n одинаково распределенных независимых случайных величин больше (или меньше) некоторого значения. |
Неравенство и его доказательство
| Теорема (Граница Чернова): |
Пусть даны [math]X_1 X_2 \ldots X_n[/math] — одинаково распределенные независимые случайные величины, принимающие значения из множества [math]\{0, 1\}[/math],
[math]m = {E} \sum\limits_{i=1}^{n} X_i[/math],
Тогда:
[math]{P} (|\dfrac{1}{n} \sum\limits_{i=1}^{n} X_i - \dfrac{1}{n} m| \geqslant \delta) \leqslant 2e^{-2 \delta ^2 n}[/math] |
| Доказательство: |
| [math]\triangleright[/math] |
|
Так как [math]X_1 X_2 \ldots X_n[/math] — одинаково распределенные и принимают значения из множества [math]\{0, 1\}[/math]:
[math]{P}(X_i = 1) = p[/math]
[math]{P}{(X_i = 0) = 1 - p = q}[/math]
[math]{E} X_i = p[/math]
Пусть [math]\bar{X_i} = X_i - p[/math], тогда [math]{E}\bar{X_i} = 0[/math]
Преобразуем выражение [math]{P} (\dfrac{1}{n} \sum\limits_{i=1}^{n} X_i - \dfrac{1}{n} m \geqslant \delta)[/math]. ([math]t[/math] — любое положительное число):
[math]{P}(\dfrac{1}{n}\sum\limits_{i=1}^{n} X_i - \dfrac{1}{n} m \geqslant \delta) = {P} (\dfrac{1}{n}\sum\limits_{i=1}^{n}\bar{X_i} \geqslant \delta) = {P}(e^{t\sum\limits_{i=1}^{n} \bar{X_i}} \geqslant e^{t \delta n})[/math]
Используем неравенство Маркова для оценки полученного выражения:
[math]{P}(e^{ t\sum\limits_{i=1}^{n}\bar{X_i}} \geqslant e^{t \delta n}) \leqslant \dfrac{{E} (e^{ t\sum\limits_{i=1}^{n}\bar{X_i}})}{e^{t \delta n}}[/math]
Матожидание можно преобразовать:
[math]{E} (e^{ t\sum\limits_{i=1}^{n}\bar{X_i}}) = \prod\limits_{i = 1}^{n}{E}(e^{t \bar{X_i}})[/math]
Оценим [math]{E}(e^{t \bar{X_i}})[/math] с учётом того, что [math]p \in [0, 1][/math]
[math]{E}(e^{t \bar{X_i}}) = p e^{tq} + qe^{-pt} \leqslant e ^ {\frac{t^2}{8}}[/math]
[math]{P}(e^{ t\sum\limits_{i=1}^{n}\bar{X_i}} \geqslant e^{t \delta n}) \leqslant \dfrac{e^{n\frac{t^2}{8}}}{e^{t \delta n}}[/math]
При [math]t = 4\delta[/math]:
[math]\mathbb {P}(e^{ t\sum\limits_{i=1}^{n}\bar{X_i}} \geqslant e^{t \delta n}) \leqslant e^{-2 \delta^2 n}[/math]
Аналогично доказывается, что: [math]{P} (\dfrac{1}{n} \sum\limits_{i=1}^{n} X_i - \dfrac{1}{n} m \leqslant -\delta) \leqslant e^{-2 \delta^2 n}[/math]
Таким образом: [math]{P} (|\dfrac{1}{n} \sum\limits_{i=1}^{n} X_i - \dfrac{1}{n} m| \geqslant \delta) \leqslant 2e^{-2 \delta ^2 n}[/math] |
| [math]\triangleleft[/math] |
Пример
Граница Чернова используется, когда нужно оценить вероятность того, что сумма одинаково распределенных событий будет отличаться от матожидания этой суммы больше чем на [math]\delta[/math]
Пусть монетку подбросили 1000 раз. Оценить вероятность того, что выпало больше 550 орлов.
[math]m = {E} \sum\limits_{i=1}^{n} X_i = n{E} X_i = \dfrac{n}{2}[/math]
[math]\delta = \dfrac{1}{20}[/math]
[math]{P} (|\dfrac{1}{n} \sum\limits_{i=1}^{n} X_i - \dfrac{1}{2}| \geqslant \dfrac{1}{20}) \leqslant 2e^{-2 \dfrac{1000}{400}} = 2e^{-5}[/math]
См. также
Источники информации
