푸아송분포의 극한분포로써 표준정규분포 유도
📂확률분포론 푸아송분포의 극한분포로써 표준정규분포 유도 정리 X n ∼ Poi ( n ) X_{n} \sim \text{Poi} \left( n \right) X n ∼ Poi ( n ) 이고 Y n : = X n − n n \displaystyle Y_{n} := {{ X_{n} - n } \over { \sqrt{n} }} Y n := n X n − n 이면
Y n → D N ( 0 , 1 )
Y_{n} \overset{D}{\to} N(0,1)
Y n → D N ( 0 , 1 )
N ( μ , σ 2 ) N \left( \mu , \sigma^{2} \right) N ( μ , σ 2 ) 는 평균이 μ \mu μ 고 분산이 σ 2 \sigma^{2} σ 2 인 정규 분포 다.Poi ( λ ) \text{Poi} (\lambda) Poi ( λ ) 는 평균과 분산이 λ \lambda λ 인 푸아송 분포 다.설명 이항분포의 푸아송분포 근사 를 생각해보면 당연하겠지만, 푸아송분포에서 역시 표준정규분포를 유도될 수 있다.
유도 Y n Y_{n} Y n 의 적률생성함수 M Y n ( t ) M_{Y_{n}} (t) M Y n ( t ) 를 통해 분포수렴함을 보인다.
푸아송 분포의 적률생성함수:
m ( t ) = exp [ λ ( e t − 1 ) ] , t ∈ R
m(t) = \exp \left[ \lambda \left( e^{t} - 1 \right) \right] \qquad , t \in \mathbb{R}
m ( t ) = exp [ λ ( e t − 1 ) ] , t ∈ R
X n ∼ Poi ( n ) X_{n} \sim \text{Poi} (n) X n ∼ Poi ( n ) 이므로
M Y ( t ) = E [ exp ( Y n t ) ] = E [ exp ( X n − n n t ) ] = E [ exp ( X n n t ) exp ( − t n ) ] = exp ( − t n ) E [ exp ( X n t n ) ] = exp ( − t n ) exp ( n ( e t / n − 1 ) )
\begin{align*}
M_Y (t) =& E \left[ \text{exp} \left( Y_{n} t \right) \right]
\\ =& E \left[ \text{exp} \left( {{ X_{n} - n } \over { \sqrt{n} }} t \right) \right]
\\ =& E \left[ \text{exp} \left( {{ X_{n} } \over { \sqrt{n} }} t \right) \text{exp} ( -t \sqrt{n} ) \right]
\\ =& \text{exp} ( -t \sqrt{n} ) E \left[ \text{exp} \left( X_{n} {{ t } \over { \sqrt{n} }} \right) \right]
\\ =& \text{exp} ( -t \sqrt{n} ) \exp \left( n \left( e^{t/\sqrt{n}} - 1 \right) \right)
\end{align*}
M Y ( t ) = = = = = E [ exp ( Y n t ) ] E [ exp ( n X n − n t ) ] E [ exp ( n X n t ) exp ( − t n ) ] exp ( − t n ) E [ exp ( X n n t ) ] exp ( − t n ) exp ( n ( e t / n − 1 ) )
두번째 인수의 테일러 전개 를 통해
exp ( − t n + n ( 1 + t n + 1 2 ! t 2 n + 1 3 ! t 3 n n + ⋯ − 1 ) ) = exp ( − t n + n ( t n + 1 2 ! t 2 n + 1 3 ! t 3 n n + ⋯ ) ) = exp ( − t n + t n + t 2 2 ! + 1 3 ! t 3 n + ⋯ ) = exp ( t 2 2 ! + 1 3 ! t 3 n + ⋯ )
\begin{align*}
& \text{exp} \left( -t \sqrt{n} + n \left( 1 + {{t} \over {\sqrt{n}}} + {{1} \over {2!}} {{t^2} \over {n}} + {{1} \over {3!}} {{t^3} \over {n \sqrt{n} }} + \cdots - 1 \right) \right)
\\ =& \text{exp} \left( -t \sqrt{n} + n \left( {{t} \over {\sqrt{n}}} + {{1} \over {2!}} {{t^2} \over {n}} + {{1} \over {3!}} {{t^3} \over {n \sqrt{n} }} + \cdots \right) \right)
\\ =& \text{exp} \left( -t \sqrt{n} + t \sqrt{n} + {{t^2} \over {2!}} + {{1} \over {3!}} {{t^3} \over { \sqrt{n} }} + \cdots \right)
\\ =& \text{exp} \left( {{t^2} \over {2!}} + {{1} \over {3!}} {{t^3} \over { \sqrt{n} }} + \cdots \right)
\end{align*}
= = = exp ( − t n + n ( 1 + n t + 2 ! 1 n t 2 + 3 ! 1 n n t 3 + ⋯ − 1 ) ) exp ( − t n + n ( n t + 2 ! 1 n t 2 + 3 ! 1 n n t 3 + ⋯ ) ) exp ( − t n + t n + 2 ! t 2 + 3 ! 1 n t 3 + ⋯ ) exp ( 2 ! t 2 + 3 ! 1 n t 3 + ⋯ )
따라서
lim n → ∞ M Y n = e t 2 2
\lim_{n \to \infty} M_{Y_{n}} = e^{ t^2 \over 2 }
n → ∞ lim M Y n = e 2 t 2
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