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Punto de máximo error en la aproximación normal de la distribución binomial

Lo siento por la pregunta larga! Gracias por tomarse el tiempo de leer la pregunta y sus respuestas!

Contexto: Vamos a $B_n\sim\text{Binomial(n,p)}$ el número de éxitos en $n$ ensayos de Bernoulli de probabilidad $p\in(0,1)$. Vamos $$\tilde B_n=\frac{B_n-np}{\sqrt{np(1-p)}}$$ be the standardized random variable and let $N\sim\text{N}(0,1)$ have the standardized normal distribution. Let $\epsilon_n(x)$ be the error between the cumulative distribution function of $\tilde B_n$ and $N$, i.e. $$\epsilon_n(x) = \left|\mathcal P(\tilde B_n \le x)-\mathcal P(N \le x)\right|$$

El Teorema del límite central muestra, que $\lim_{n\to\infty} \epsilon_n = 0$ (uniforme en $x$). Haciendo cálculos numéricos puedo obtener siempre el resultado, que el supremum de $\epsilon_n$ es alcanzado por $x\in[-1,1]$ (ver abajo).

Mi pregunta: ¿hay una prueba, de que el máximo error de $\epsilon_n(x) = \left|\mathcal P(\tilde B_n \le x)-\mathcal P(N \le x)\right|$ es siempre se alcanza en el intervalo de $x\in[-1;1]$, es decir, que el punto de $x$ donde $\left|\mathcal P(\tilde B_n \le x)-\mathcal P(N \le x)\right|$ es máxima cumple $-1\le x\le 1$? ¿Es esto cierto?

Algunos diagramas: Aquí es un gráfico de $f(x)=\mathcal P(\tilde B_n \le x)-\mathcal P(N \le x)$$p=0.336$$n=762$:

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Aquí es un gráfico que muestra la posición del máximo de error, yo.e el punto de $x$ donde $\epsilon_n(x)$ es máxima. En el eje x es el valor de $p\in(0,1)$. El eje y muestra el punto de $x$ donde $\epsilon_n(x)$ es máxima en el cálculo:

enter image description here

Usted puede ver que el máximo error está siempre alcanzada por $-1\le x \le 1$.

Nota: yo sé, que debido a $\mathcal P(\tilde B_n \le x)$ tiene pasos, la función de $\epsilon_n$ no es continua y por lo tanto $\sup_{x\in\mathbb R}\epsilon_n(x)$ no puede ser alcanzado. Pero como se puede ver en el diagrama de la preimagen de un suficientemente pequeño barrio de $\sup_{x\in\mathbb R}\epsilon_n(x)$ se encuentra en $[-1;1]$...

Esta pregunta también está relacionado con mi pregunta de seguimiento aproximación Normal de la cola de probabilidad de distribución binomial (que describe mis motivaciones detrás de esta pregunta).

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tampis Puntos 3553

Me di cuenta de que los diagramas son mal (lo siento!). No demuestran $P(\tilde B_n < x) -P(N \le x)$ pero $P(\tilde B_n = x) -\phi(x)$ (la diferencia en las funciones de densidad).

Hasta el momento tengo la idea de utilizar el Edgeworth de la serie , que establece:

$$P(\tilde B_n\le x) = \Phi(x) - \frac 1{6\sqrt n} k_3 (x^2-1) \phi(x) + \frac{R\left(np+x\sqrt{npq}\right)}{\sqrt{npq}}\phi(x) + o\left(\frac 1{\sqrt n}\right)$$

con $R(x) = \lfloor x\rfloor -x+\frac 12$ $k_3$ siendo el 3er culmulant. Espero, que con esta fórmula se puede probar que el máximo de $\left|P(\tilde B_n\le x)-\Phi(x)\right|$ es alcanzado alrededor de $x\approx 0$ (allí se encuentra el máximo de $|(1-x^2)\phi(x)|$$\phi(x)$).

De referencia para la fórmula:

  • Peter Hall "El Bootstrap y Edgeworth Expansión", De 1992, Springer series en las estadísticas, página 46

Peter Hall de la cites aquí:

  • Gnedenko y la prueba de Kolmogorov (1954, artículo 43): Límite de las Distribuciones de Variables Aleatorias Independientes. Addison-Wesley

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