(n-1)*样本方差/σ^2 服从自由度为 n-1 的卡方分布的证明

X_{i} ~ N(\mu , \sigma ^2)i \in [1, n],是容量为 n 的正态随机样本,样本方差S^2 = \frac{\sum_{i=1}^n (X_{i} - \bar{X} )^2}{n-1} ,证明:\frac{(n-1)S^2}{\sigma ^2 }  ~ \chi ^2(n-1) ,即服从自由度为 n-1 的卡方分布。证明如下:

    在证明命题之前,我们先证明一个结论:(1). 设 n 个相互独立的标准正态随机变量Z_{i}经过正交变换后为Y_{i},则Y_{i}依然是相互独立的标准正态随机变量,且\sum_{i=1}^nY_{i} ^2= \sum_{i=1}^nZ_{i}^2


    首先证明结论(1)的第一部分:设随机向量Z = \left\{ Z_{i} | i \in [1, n] \right\} Z_{i}是标准正态随机变量。矩阵 A 是 n 阶正交矩阵,a_{i,j}是 A 的元素。随机向量 Y = \left\{ Y_{i} | i \in [1, n] \right\}  = AZ,则Y_{i} = \sum_{j=1}^na_{i,j}Z_{j},即Y_{i} 是 n 个正态随机变量的线性组合,且 E(Y_{i}) = \sum_{j=1}^na_{i,j}E(Z_{j}) = 0D(Y_{i}) =  \sum_{j=1}^na_{i,j}D(Z_{j}) = \sum_{j=1}^na_{i,j}^2 = 1,故Y_{i}是标准正态随机变量。


    然后证明结论(1)的第二部分:Y_{i}是相互独立的。协方差 Cov(Z_{i}, Z_{j})  = \begin{cases}    0  & , i \neq j\\    1  & , i = j\end{cases},则 协方差 Cov(Y_{i}, Y_{k}) = Cov(\sum_{j=1}^na_{i,j}Z_{j}, \sum_{l=1}^na_{k,l}Z_{l}) =\sum_{j=1}^n\sum_{l=1}^na_{i,j}a_{k,l}Cov(Z_{j}, Z_{l})=\sum_{j=1}^na_{i,j}a_{k,j} =\begin{cases}    0  & , i \neq k\\    1  & , i = k\end{cases},即Y_{i}是两两不相关的,因为Y_{i}是正态随机变量,故Y_{i}是相互独立的。


    最后证明结论(1)的第三部分:\sum_{i=1}^nY_{i} ^2 = Y^TY = Z^TA^TAZ =Z^TZ = \sum_{i=1}^nZ_{i}^2。至此,结论(1)证明完毕。


    现在我们使用结论(1)来证明命题。设矩阵 A 是 n 阶正交矩阵,a_{i,j}是 A 的元素,其中 a_{1,j}= \frac{1}{\sqrt{n} } ;随机向量 Z = \left\{ Z_{i} | i \in [1, n] \right\} ,其中Z_{i} = \frac{X_{i}-\mu }{\sigma } ,即Z_{i}是标准正态随机变量且相互独立,则\bar{Z} =  \frac{\bar{X}-\mu }{\sigma } ;随机向量 Y = \left\{ Y_{i} | i \in [1, n] \right\}  = AZ,即 Y 是 Z 经过正交变换 A 后得到的随机向量,其中 Y_{1} = \sqrt{n} \bar{Z} ;那么:

\frac{(n-1)S^2}{\sigma ^2 }  = \sum_{i=1}^n\frac{(X_{i}-\bar{X})^2}{\sigma^2}  = \sum_{i=1}^n(Z_{i} - \bar{Z})^2 =\sum_{i=1}^nZ_{i}^2 - n\bar{Z}^2 = \sum_{i=1}^nY_{i}^2 - Y_{1}^2 = \sum_{i=2}^nY_{i}^2。因为Y_{i}是相互独立的标准正态随机变量,故\frac{(n-1)S^2}{\sigma ^2 } 服从自由度为 n-1 的卡方分布。

    命题证毕。

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