Çebışov eşitsizliği - Vikipedi
İçeriğe atla
Ana menü
Gezinti
  • Anasayfa
  • Hakkımızda
  • İçindekiler
  • Rastgele madde
  • Seçkin içerik
  • Yakınımdakiler
Katılım
  • Deneme tahtası
  • Köy çeşmesi
  • Son değişiklikler
  • Dosya yükle
  • Topluluk portalı
  • Wikimedia dükkânı
  • Yardım
  • Özel sayfalar
Vikipedi Özgür Ansiklopedi
Ara
  • Bağış yapın
  • Hesap oluştur
  • Oturum aç
  • Bağış yapın
  • Hesap oluştur
  • Oturum aç

İçindekiler

  • Giriş
  • 1 Eşitsizliğin ifade edilme şekilleri
    • 1.1 Olasılık kavramları ile ifade
    • 1.2 Ölçme teorisi ile ifadesi
  • 2 Kaynakça

Çebışov eşitsizliği

  • العربية
  • Беларуская
  • Català
  • Čeština
  • Deutsch
  • Ελληνικά
  • English
  • Español
  • Euskara
  • فارسی
  • Suomi
  • Français
  • עברית
  • Magyar
  • İtaliano
  • 日本語
  • 한국어
  • Македонски
  • Malti
  • Norsk bokmål
  • Polski
  • Português
  • Русский
  • Shqip
  • Svenska
  • ไทย
  • Українська
  • اردو
  • 中文
Bağlantıları değiştir
  • Madde
  • Tartışma
  • Oku
  • Değiştir
  • Kaynağı değiştir
  • Geçmişi gör
Araçlar
Eylemler
  • Oku
  • Değiştir
  • Kaynağı değiştir
  • Geçmişi gör
Genel
  • Sayfaya bağlantılar
  • İlgili değişiklikler
  • Kalıcı bağlantı
  • Sayfa bilgisi
  • Bu sayfayı kaynak göster
  • Kısaltılmış URL'yi al
  • Karekodu indir
Yazdır/dışa aktar
  • Bir kitap oluştur
  • PDF olarak indir
  • Basılmaya uygun görünüm
Diğer projelerde
  • Wikimedia Commons
  • Vikiveri ögesi
Görünüm
Vikipedi, özgür ansiklopedi
(Chebyshev eşitsizliği sayfasından yönlendirildi)
Çebışov eşitsizliği, olasılık teorisi ve istatistik alanlarında kullanılan bir eşitsizliktir. Çebışov eşitliği, bir rassal değişkenin ne kadar yayıldığı hakkında bilgi sağlar.

Olasılık kuramı ve istatistik bilim dallarında Çebışov eşitsizliği veya Bienaymé-Çebışov eşitsizliği özellikle olasılık ve daha nadiren gerçek veri setleri için bir teori sonucu olarak kullanılır.[1]

Bu eşitsizliğin önemi herhangi bir örneklem verisi veya olasılık dağılımı için veri değerlerinin "hemen tümü"nün ortalama değerine "yakın" olduğunu sağlamasındandır. Daha matematiksel bir ifade ile bir veri veya olasılık dağılımı değerlerinin (1/k2) oranından daha büyük olmayan oranının ortalamadan artı ve eksi k standart sapma açıklığı dışında bulunamayacağını bildirir. Bu eşitsizliğin geniş bir kapsamı vardır; zira sadece ortalama ve standart sapma verilirse, diğer her türlü niteliği hiç bilinmeyen veri veya olasılık dağılımlarına uygulanabilir.

Eşitsizliğin ifade edilme şekilleri

[değiştir | kaynağı değiştir]

Olasılık kavramları ile ifade

[değiştir | kaynağı değiştir]

Beklenen değeri μ ve sonsuz olmayan varyansı σ2 olan bir rassal değişken olan X değişkenini ele alalım. O zaman, herhangi bir gerçel sayı olan k > 0, için

Pr ( | X − μ | ≥ k σ ) ≤ 1 k 2 . {\displaystyle \Pr(\left|X-\mu \right|\geq k\sigma )\leq {\frac {1}{k^{2}}}.} {\displaystyle \Pr(\left|X-\mu \right|\geq k\sigma )\leq {\frac {1}{k^{2}}}.}

olur. Burada sadece k > 1 koşuluna uyan değerler kullanışlı bilgi sağlamaktadır. Bunun diğer eşit bir şekilde ifade edilmesi şöyle olur:

Pr ( | X − μ | ≥ α ) ≤ σ 2 α 2 . {\displaystyle \Pr(\left|X-\mu \right|\geq \alpha )\leq {\frac {\sigma ^{2}}{\alpha ^{2}}}.} {\displaystyle \Pr(\left|X-\mu \right|\geq \alpha )\leq {\frac {\sigma ^{2}}{\alpha ^{2}}}.}

Örnek olarak k = √2 değerini alırsak; değerlerin asgari yarısının şu açıklık içinde bulunduğunu bu eşitsizliğe göre kabul ederiz:

(μ − √2 σ, μ + √2 σ).

Sadece ortalaması ve standart sapması bilinen ve her türlü diğer nitelikleri hiç bilinmeyen dağılım veya verilere uygulandığı için ortaya çıkan sonuç, dağılımı daha tam olarak bilinen veri dağılımlardan ortaya çıkarabileceğimiz sonuçlardan daha fena sınırlar şeklinde olmaktadır.

Örneğin, elle yapılan dolum ortalama olarak 1.000 gram ağırlık vermektedir ve dolum ağırlığının standart dağılımı da 200 gramdır. O zaman bu tip bir dolum ağırlığını 600 ile 1400 gm arasında (yani ortalamadan artı eksi k = 2 SDs açıklıkta) olması oranının (3/4)den daha küçük veya ( 1 / k 2 = 1 / 4 ) {\displaystyle {1}/{k^{2}}=1/4)} {\displaystyle {1}/{k^{2}}=1/4)} den daha büyük olamayacağı Çebışov eşitsizliği dolayısıyla bilinir. Fakat bu bir dolum ağırlığının dağılımının normal dağılım olduğunu bilirsek o zaman dolumlardan %75'inin 770 ile 1230 gm arasında olduğu bilinir. Görülmektedir ki ekstra bilgi, verilen sınırları daha da sıkılaştırmaktadır.

Örneğinde de görüldüğü gibi bu eşitsizlik tipik olarak gevşek sınırlar ortaya çıkartmaktadır Fakat bilinmektedir ki Çebışov eşitsizliği ortaya çıkan sınırlar fazla değişemez. Örneğin herhangi bir k ≥ 1, için σ = 1/k olan bir örnek için sınırlar tamamıyla tarif edilmiştir:

Pr ( X = − 1 ) = 1 2 k 2 , Pr ( X = 0 ) = 1 − 1 k 2 , Pr ( X = 1 ) = 1 2 k 2 . {\displaystyle {\begin{aligned}&{}\Pr(X=-1)={\frac {1}{2k^{2}}},\\&{}\Pr(X=0)=1-{\frac {1}{k^{2}}},\\&{}\Pr(X=1)={\frac {1}{2k^{2}}}.\end{aligned}}} {\displaystyle {\begin{aligned}&{}\Pr(X=-1)={\frac {1}{2k^{2}}},\\&{}\Pr(X=0)=1-{\frac {1}{k^{2}}},\\&{}\Pr(X=1)={\frac {1}{2k^{2}}}.\end{aligned}}}

Bu dağılım için,

P r ( | X − μ | ≥ k σ ) = 1 k 2 . {\displaystyle \mathrm {Pr} \left(\left|X-\mu \right|\geq k\sigma \right)={\frac {1}{k^{2}}}.} {\displaystyle \mathrm {Pr} \left(\left|X-\mu \right|\geq k\sigma \right)={\frac {1}{k^{2}}}.}

olur. Bu dağılımın bir doğrusal dönüşümü olan herhangi bir dağılım için de aynen uygulanır. Eşitsizlik verilen dağılımın doğrusal dönüşümü olmayan herhangi bir dağılım için aynen uygulanır.

Ölçme teorisi ile ifadesi

[değiştir | kaynağı değiştir]

(X, Σ, μ) bir ölçme uzayı olsun ve f ise X üzerinde tanımlanan bir genişletilmiş gerçek değerli ölçülebilir fonksiyon olsun. O zaman, herhangi bir t>0 gerçek sayısı için

μ ( { x ∈ X : | f ( x ) | ≥ t } ) ≤ 1 t 2 ∫ X f 2 d μ . {\displaystyle \mu (\{x\in X\,:\,\,|f(x)|\geq t\})\leq {1 \over t^{2}}\int _{X}f^{2}\,d\mu .} {\displaystyle \mu (\{x\in X\,:\,\,|f(x)|\geq t\})\leq {1 \over t^{2}}\int _{X}f^{2}\,d\mu .}

olur. Daha genel olarak, eğer g, f açıklığı içinde, negatif-olmayan genişletilmiş gerçek değerli ölçülebilir fonksiyon olsun; o zaman

μ ( { x ∈ X : f ( x ) ≥ t } ) ≤ 1 g ( t ) ∫ X g ∘ f d μ . {\displaystyle \mu (\{x\in X\,:\,\,f(x)\geq t\})\leq {1 \over g(t)}\int _{X}g\circ f\,d\mu .} {\displaystyle \mu (\{x\in X\,:\,\,f(x)\geq t\})\leq {1 \over g(t)}\int _{X}g\circ f\,d\mu .}

Eğer g(t) ifadesini şöyle tanımlarsak

g ( t ) = { t 2 eger  t ≥ 0 0 diger halde, {\displaystyle g(t)={\begin{cases}t^{2}&{\mbox{eger }}t\geq 0\\0&{\mbox{diger halde,}}\end{cases}}} {\displaystyle g(t)={\begin{cases}t^{2}&{\mbox{eger }}t\geq 0\\0&{\mbox{diger halde,}}\end{cases}}}

ve ƒ yerine |ƒ| ele alırsak, daha önce verdiğimiz ifade ortaya çıkar.

Kaynakça

[değiştir | kaynağı değiştir]
  1. ^ Bu eşitsizlik ilk defa Fransız "Jules-Irenaeus Bienayme" tarafından 1853 yılında yayınlanmıştır ve birkaç yıl sonra bağımsız olarak Rus Pafnuti Çebışov tarafından yeniden keşfedilmiştir.
  • A. Papoulis (1991), Probability, Random Variables, and Stochastic Processes, 3. ed. McGraw-Hill. ISBN 0-07-100870-5. pp. 113–114. (İngilizce)
  • Geoffrey Grimmett ve D. Stirzaker (2001), Probability and Random Processes, 3. ed. Oxford. ISBN 0-19-857222-0. Bölüm 7.3. (İngilizce)
"https://tr.wikipedia.org/w/index.php?title=Çebışov_eşitsizliği&oldid=34447774" sayfasından alınmıştır
Kategoriler:
  • Olasılık eşitsizlikleri
  • İstatistiksel eşitsizlikler
Gizli kategori:
  • ISBN sihirli bağlantısını kullanan sayfalar
  • Sayfa en son 22.22, 5 Aralık 2024 tarihinde değiştirildi.
  • Metin Creative Commons Atıf-AynıLisanslaPaylaş Lisansı altındadır ve ek koşullar uygulanabilir. Bu siteyi kullanarak Kullanım Şartlarını ve Gizlilik Politikasını kabul etmiş olursunuz.
    Vikipedi® (ve Wikipedia®) kâr amacı gütmeyen kuruluş olan Wikimedia Foundation, Inc. tescilli markasıdır.
  • Gizlilik politikası
  • Vikipedi hakkında
  • Sorumluluk reddi
  • Davranış Kuralları
  • Geliştiriciler
  • İstatistikler
  • Çerez politikası
  • Mobil görünüm
  • Wikimedia Foundation
  • Powered by MediaWiki
Çebışov eşitsizliği
Konu ekle