Пусть
X
1
,
…
,
X
n
∼
N
(
μ
,
σ
2
)
{\displaystyle X_{1},\ldots ,X_{n}\sim {\mathcal {N}}(\mu ,\sigma ^{2})}
— независимая выборка из нормального распределения , где
μ
{\displaystyle \mu }
— известное среднее . Определим произвольное
α
∈
[
0
,
1
]
{\displaystyle \alpha \in [0,1]}
, называемое уровнем значимости и равное
1
−
γ
{\displaystyle 1-\gamma }
(где
γ
{\displaystyle \gamma }
— доверительная вероятность ), и построим
α
{\displaystyle \alpha }
— доверительный интервал для неизвестной дисперсии
σ
2
{\displaystyle \sigma ^{2}}
.
Утверждение. Случайная величина
H
=
∑
i
=
1
n
(
X
i
−
μ
)
2
σ
2
{\displaystyle H={\frac {\sum \limits _{i=1}^{n}(X_{i}-\mu )^{2}}{\sigma ^{2}}}}
имеет распределение
χ
2
(
n
)
{\displaystyle \chi ^{2}(n)}
. Пусть
χ
α
,
n
2
{\displaystyle \chi _{\alpha ,n}^{2}}
—
α
{\displaystyle \alpha }
-квантиль этого распределения . Тогда имеем:
P
(
χ
α
2
,
n
2
⩽
H
⩽
χ
1
−
α
2
,
n
2
)
=
1
−
α
{\displaystyle \mathbb {P} \left(\chi _{{\frac {\alpha }{2}},n}^{2}\leqslant H\leqslant \chi _{1-{\frac {\alpha }{2}},n}^{2}\right)=1-\alpha }
.
После подстановки выражения для
H
{\displaystyle H}
и несложных алгебраических преобразований получаем:
P
(
∑
i
=
1
n
(
X
i
−
μ
)
2
χ
1
−
α
2
,
n
2
⩽
σ
2
⩽
∑
i
=
1
n
(
X
i
−
μ
)
2
χ
α
2
,
n
2
)
=
1
−
α
{\displaystyle \mathbb {P} \left({\frac {\sum \limits _{i=1}^{n}(X_{i}-\mu )^{2}}{\chi _{1-{\frac {\alpha }{2}},n}^{2}}}\leqslant \sigma ^{2}\leqslant {\frac {\sum \limits _{i=1}^{n}(X_{i}-\mu )^{2}}{\chi _{{\frac {\alpha }{2}},n}^{2}}}\right)=1-\alpha }
.
Случай неизвестного среднего
править
Пусть
X
1
,
…
,
X
n
∼
N
(
μ
,
σ
2
)
{\displaystyle X_{1},\ldots ,X_{n}\sim {\mathcal {N}}(\mu ,\sigma ^{2})}
— независимая выборка из нормального распределения, где
μ
{\displaystyle \mu }
,
σ
2
{\displaystyle \sigma ^{2}}
— неизвестные константы. Построим доверительный интервал для неизвестной дисперсии
σ
2
{\displaystyle \sigma ^{2}}
.
Теорема Фишера для нормальных выборок . Случайная величина
H
=
(
n
−
1
)
S
2
σ
2
{\displaystyle H={\frac {(n-1)S^{2}}{\sigma ^{2}}}}
,
где
S
2
{\displaystyle S^{2}}
— несмещённая выборочная дисперсия , имеет распределение
χ
2
(
n
−
1
)
{\displaystyle \chi ^{2}(n-1)}
. Тогда имеем:
P
(
χ
α
2
,
n
−
1
2
⩽
H
⩽
χ
1
−
α
2
,
n
−
1
2
)
=
1
−
α
{\displaystyle \mathbb {P} \left(\chi _{{\frac {\alpha }{2}},n-1}^{2}\leqslant H\leqslant \chi _{1-{\frac {\alpha }{2}},n-1}^{2}\right)=1-\alpha }
.
После подстановки выражения для
H
{\displaystyle H}
и несложных алгебраических преобразований получаем:
P
(
(
n
−
1
)
S
2
χ
1
−
α
2
,
n
−
1
2
⩽
σ
2
⩽
(
n
−
1
)
S
2
χ
α
2
,
n
−
1
2
)
=
1
−
α
{\displaystyle \mathbb {P} \left({\frac {(n-1)S^{2}}{\chi _{1-{\frac {\alpha }{2}},n-1}^{2}}}\leqslant \sigma ^{2}\leqslant {\frac {(n-1)S^{2}}{\chi _{{\frac {\alpha }{2}},n-1}^{2}}}\right)=1-\alpha }
.