[Я предполагаю из обсуждения в вашем вопросе, что вы рады принять за факт, что если являются независимыми одинаково распределенными N ( 0 , 1 ) случайными величинами, то ∑ k i знак равноZя, Я = 1 , 2 , … , кN( 0 , 1 ) .]ΣКя = 1Z2я∼ χ2К
Формально результат, который вам нужен, следует из теоремы Кохрана . (Хотя это можно показать другими способами)
Менее формально, учтите, что если мы знали среднее значение популяции, и оценили дисперсию о нем (а не о среднем по выборке): , тогдаs 2 0 /σ2=1s20= 1NΣNя = 1( Xя- μ )2 , (Zi=(Xi-μ)/σ), которое будет равно1s20/ σ2= 1NΣNя = 1( Xя- μσ)2= 1NΣNя = 1Z2яZя= ( Xя- μ ) / σ раз aχ 2 n случайная величина.1Nχ2N
Тот факт, что используется среднее значение выборки, вместо среднего значения совокупности ( ) делает сумму квадратов отклонений меньшей, но именно таким образом, чтобы ∑ nZ*я= ( Xя- Х¯) / σ (о чем см. Теорему Кохрана). Следовательно, вместо n s 2 0 / σ 2 ∼ χ 2 n теперь мы имеем ( n - 1 ) s 2 / σ 2ΣNя = 1( Z*я)2∼ χ2n - 1н с20/ σ2∼ χ2N .( n - 1 ) с2/ σ2∼ χ2n - 1