UA MATH563 概率论的数学基础 中心极限定理16 Kolmogorov 3-series定理
UA MATH563 概率論的數學基礎 中心極限定理16 Kolmogorov 3-series定理
考慮∑n≥1an\sum_{n \ge 1}a_n∑n≥1?an?,這個級數收斂的充要條件是它的部分和收斂,對于實數序列,這個條件又等價于它的部分和序列是Cauchy序列:??>0\forall \epsilon>0??>0,?L\exists L?L, ?N,M>L,N<M\forall N,M>L,N<M?N,M>L,N<M,
∣∑n=N+1Man∣<?|\sum_{n =N+1}^M a_n |<\epsilon∣n=N+1∑M?an?∣<?
我們想知道的是對于隨機變量序列能不能有類似的結論?或者能不能給出隨機變量序列必然收斂的充要條件?
引理
假設{Xi}i≥1\{X_i\}_{i \ge 1}{Xi?}i≥1?獨立,EXi=0EX_i=0EXi?=0并且∑n≥1Var(Xn)\sum_{n \ge 1}Var(X_n)∑n≥1?Var(Xn?)收斂,則∑n≥1Xn\sum_{ n\ge 1}X_n∑n≥1?Xn?幾乎必然收斂。
證明
下面先給出一個有用的不等式:
P(∣X+Y∣>2?)≤P(∣X∣>?)+P(∣Y∣>?)P(|X+Y| >2\epsilon) \le P(|X| >\epsilon)+P(|Y|>\epsilon)P(∣X+Y∣>2?)≤P(∣X∣>?)+P(∣Y∣>?)
因為{∣X+Y∣≤2?}?{∣X∣≤?}∩{∣Y∣≤?}\{|X+Y|\le2\epsilon\} \supset \{|X| \le \epsilon\} \cap \{|Y| \le \epsilon\}{∣X+Y∣≤2?}?{∣X∣≤?}∩{∣Y∣≤?},取補集后根據概率的次可加性就可以得到這個不等式了。
記rM=sup?n,m≥M∣Sn?Sm∣r_M = \sup_{n,m \ge M}|S_n-S_m|rM?=supn,m≥M?∣Sn??Sm?∣,其中Sk=∑i=1kXiS_k = \sum_{i=1}^k X_iSk?=∑i=1k?Xi?,我們需要說明rM→as0r_M \to_{as}0rM?→as?0,根據Kolmogorov maximal不等式,
P(max?N≤m≤M∣Sm?SN∣>?)≤Var(SM?SN)?2=∑i=N+1MVar(Xi)?2P(\max_{N \le m \le M}|S_m-S_N|>\epsilon) \le \frac{Var(S_M-S_N)}{\epsilon^2} = \sum_{i=N+1}^M \frac{Var(X_i)}{\epsilon^2}P(N≤m≤Mmax?∣Sm??SN?∣>?)≤?2Var(SM??SN?)?=i=N+1∑M??2Var(Xi?)?
∑n≥1Var(Xn)\sum_{n \ge 1}Var(X_n)∑n≥1?Var(Xn?)收斂說明它的部分和序列是Cauchy序列,因此∑i=N+1MVar(Xi)\sum_{i=N+1}^M Var(X_i)∑i=N+1M?Var(Xi?)收斂到0,于是,P(rM>2?)=P(sup?n,m≥M∣Sn?Sm∣>2?)≤P(sup?m,n≥M∣Sn?SM∣>?)+P(sup?m,n≥M∣Sm?SM∣>?)=2P(sup?m,n≥M∣Sm?SM∣>?)≤2∑i=M+1∞Var(Xi)?2→0,asM→∞P(r_M>2\epsilon) = P(\sup_{n,m \ge M}|S_n-S_m|>2\epsilon) \\ \le P(\sup_{m,n \ge M }|S_n-S_M|>\epsilon)+P(\sup_{m,n \ge M}|S_m-S_M|>\epsilon) \\ = 2P(\sup_{m,n \ge M}|S_m-S_M|>\epsilon) \le 2\sum_{i=M+1}^{\infty} \frac{Var(X_i)}{\epsilon^2} \to 0,\ as\ M \to \inftyP(rM?>2?)=P(n,m≥Msup?∣Sn??Sm?∣>2?)≤P(m,n≥Msup?∣Sn??SM?∣>?)+P(m,n≥Msup?∣Sm??SM?∣>?)=2P(m,n≥Msup?∣Sm??SM?∣>?)≤2i=M+1∑∞??2Var(Xi?)?→0,?as?M→∞
于是rM→P0r_M \to_P 0rM?→P?0,我們可以找到rMr_MrM?的一個子列{rMk}\{r_{M_k}\}{rMk??}使得rMk→a.s.0r_{M_k} \to_{a.s.}0rMk??→a.s.?0,又因為rM(w)↓0r_M(w) \downarrow 0rM?(w)↓0給定w∈Ωw \in \Omegaw∈Ω,于是rM→as0r_M \to_{as}0rM?→as?0。
Kolmogorov 3-series Theorem
假設{Xi}i≥1\{X_i\}_{i \ge 1}{Xi?}i≥1?獨立,A>0A > 0A>0,定義Yi=Xi1∣Xi∣≤AY_i = X_i1_{|X_i| \le A}Yi?=Xi?1∣Xi?∣≤A?,則∑n≥1Xn\sum_{n \ge 1}X_n∑n≥1?Xn?幾乎必然收斂的充要條件是:
證明
必要性是非常簡單的,根據∑n≥1Xn\sum_{n \ge 1}X_n∑n≥1?Xn?幾乎必然收斂直接就可以得到1、2、3這三條性質。
說明充分性:假設1、2、3成立,定義Zi=Yi?EYiZ_i=Y_i-EY_iZi?=Yi??EYi?,則ZiZ_iZi?是獨立零均值的隨機變量,∑n≥1Var(Zn)=∑n≥1Var(Yn)\sum_{n \ge 1}Var(Z_n)=\sum_{n \ge 1}Var(Y_n)∑n≥1?Var(Zn?)=∑n≥1?Var(Yn?)收斂,于是根據引理,∑n≥1Zn\sum_{n \ge 1}Z_n∑n≥1?Zn?幾乎必然收斂。
∑n≥1Zn=∑n≥1Yn?∑n≥1E[Yn]\sum_{n \ge 1}Z_n = \sum_{n \ge 1}Y_n - \sum_{n \ge 1}E[Y_n]n≥1∑?Zn?=n≥1∑?Yn??n≥1∑?E[Yn?]
其中∑n≥1E[Yn]\sum_{n \ge 1}E[Y_n]∑n≥1?E[Yn?]收斂,因此∑n≥1Yn\sum_{n \ge 1}Y_n∑n≥1?Yn?幾乎必然收斂。因為Yn=Xn1∣Xn∣≤AY_n = X_n1_{|X_n| \le A}Yn?=Xn?1∣Xn?∣≤A?,于是
P(Yn≠Xn)=P(∣Xn∣>A)P(Y_n \ne X_n) = P(|X_n| > A)P(Yn??=Xn?)=P(∣Xn?∣>A)
根據1,∑n≥1P(∣Xn∣>A)<∞\sum_{n \ge 1}P(|X_n| > A)<\infty∑n≥1?P(∣Xn?∣>A)<∞,于是,由Borel-Cantelli引理1,
P(Yn≠Xni.o.)=0,P(Yn=Xne.v.)=1P(Y_n \ne X_n\ i.o.)=0,P(Y_n = X_n\ e.v.)=1P(Yn??=Xn??i.o.)=0,P(Yn?=Xn??e.v.)=1
所以?w∈Ω\forall w \in \Omega?w∈Ω, ?N(w)\exists N(w)?N(w), ?n>N(w)\forall n >N(w)?n>N(w), Yn(w)=Xn(w)Y_n(w)=X_n(w)Yn?(w)=Xn?(w),于是∑n≥1Xn\sum_{n \ge 1}X_n∑n≥1?Xn?幾乎必然收斂。
例
i) 根據Kolmogorov 3-series Theorem,如果{Xi}i≥1\{X_i\}_{i \ge 1}{Xi?}i≥1?獨立,∣Xi∣≤c|X_i| \le c∣Xi?∣≤c,因為∑n≥1P(∣Xn∣≥c)=0<∞\sum_{n \ge 1}P(|X_n| \ge c)=0<\infty∑n≥1?P(∣Xn?∣≥c)=0<∞,Yi=Xi1∣Xi∣≤cY_i = X_i1_{|X_i| \le c}Yi?=Xi?1∣Xi?∣≤c?, ∑n≥1E[Yn]=∑n≥1E[Xn]\sum_{n \ge 1}E[Y_n]=\sum_{n \ge 1}E[X_n]∑n≥1?E[Yn?]=∑n≥1?E[Xn?],同樣的,∑n≥1Var(Yn)=∑n≥1Var(Xn)\sum_{n \ge 1}Var(Y_n)=\sum_{n \ge 1}Var(X_n)∑n≥1?Var(Yn?)=∑n≥1?Var(Xn?),則∑n≥1Xn\sum_{n \ge 1}X_n∑n≥1?Xn?幾乎必然收斂等價于∑n≥1E[Xn],∑n≥1Var(Xn)\sum_{n \ge 1}E[X_n],\sum_{n \ge 1}Var(X_n)∑n≥1?E[Xn?],∑n≥1?Var(Xn?)收斂。
ii) 考慮交錯級數∑n≥1(?1)n/nQ\sum_{n \ge 1}(-1)^n/n^Q∑n≥1?(?1)n/nQ,這個級數條件收斂如果Q>0Q>0Q>0,絕對收斂如果Q>1Q>1Q>1,如果我們隨機化這個級數,引入?n\epsilon_n?n?滿足P(?n=1)=1/2,P(?n=?1)=1/2P(\epsilon_n=1)=1/2,P(\epsilon_n = -1)=1/2P(?n?=1)=1/2,P(?n?=?1)=1/2,考慮級數∑n≥1?n/nQ\sum_{n \ge 1}\epsilon_n/n^Q∑n≥1??n?/nQ,因為E?n/nQ=0E\epsilon_n/n^Q=0E?n?/nQ=0,所以∑n≥1E[?n/nQ]\sum_{n \ge 1}E[\epsilon_n/n^Q]∑n≥1?E[?n?/nQ]收斂,又因為Var(?n/Q)=1/n2QVar(\epsilon_n/Q)=1/n^{2Q}Var(?n?/Q)=1/n2Q,于是∑n≥1Var(?n/nQ)\sum_{n \ge 1}Var(\epsilon_n/n^Q)∑n≥1?Var(?n?/nQ)收斂除非Q>1/2Q>1/2Q>1/2。根據i),∑n≥1?n/nQ\sum_{n \ge 1}\epsilon_n/n^Q∑n≥1??n?/nQ幾乎必然收斂如果Q>1/2Q>1/2Q>1/2。
總結
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