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[기초통계학] 12. 확률표본과 중심극한정리

확률표본, 표본분포, 중심극한정리


1. 확률표본

1-1. 확률표본

모집단에서 무작위로 선택된 관측값을 확률표본(random sample)이라 한다. 확률표본은 서로 독립이고 동일한 분포를 따른다고 가정하며 이를 iid(independent and identically distributed)라 한다.

확률표본을 정규분포에서 추출한 경우 아래와 같이 표현한다.

\[ X_{1}, \cdots, X_{n} \overset{\text{iid}}{\sim} N(\mu, \sigma^{2}) \]

확률표본은 독립이기 때문에 결합분포는 각각의 주변분포의 곱으로 표시한다.

\[ f_{X_{1}, \cdots, X_{n}}(x_{1}, \cdots, x_{n}) = f_{X_{1}}(x_{1}), \cdots, f_{X_{n}}(x_{n}) = \prod_{i=1}^{n}f_{X_{i}}(x_{i}) \]

이 때, 각각의 확률표본은 동일한 분포를 따르기 때문에 동일한 확률질량(밀도)함수를 가지며, 따라서 아래와 같이 표현할 수 있다.

\[ f_{X_{1}, \cdots, X_{n}}(x_{1}, \cdots, x_{n}) = \prod_{i=1}^{n}f(x_{i}) \]

1-2. 모수적 추론

모수(population parameter)란 모평균, 모표준편차, 모분산 등 모집단에 대한 데이터를 말한다. 확률표본을 뽑는 이유는 모수에 대한 추론을 통해 모집단을 추정하기 위해서인데, 이를 모수적 추론이라 한다. 모집단에 대한 추론을 수행하기 위해 관측 가능한 표본의 함수값, 즉 통계량(statistic)을 도출하는데, 이 때 관측 가능하다는 것은 통계량이 미지의 모수를 포함하고 있지 않다는 것을 의미한다.

또한 모수의 추정에서 사용되는 통계량을 추정량(estimator)이라 하며, 추정량의 관측값을 추정치/추정값(estimate)이라 한다. 해당 용어들을 표현하기 위해 일반적으로 사용하는 기호들은 아래와 같다.

  • 모수: \(\theta\)
  • 추정량: \(\widehat{\theta}\)
  • 추정량의 기대값: \(E(\widehat{\theta}) = \overline{\widehat{\theta}}\)

1-3. 표본분포

통계량의 확률분포를 표본분포(sampling distribution)라 하며, 통계량의 표준편차(\(SD\))를 표준 오차(standard error)라고 한다.

표본평균/표본비율, 표본분산/표본표준편차, 극한값 등 다양한 통계량이 있는데, 표본평균을 예로 들면 평균이 \(\mu\), 분산이 \(\sigma^{2}\)정규분포에서 \(n\)개의 확률표본을 추출했을 때 표본평균 \(\overline{X}\)의 분포는 아래와 같다.

\[ \begin{align*} E(\overline{X}) & = \mu \\ \\ Var(\overline{X}) & = \frac{\sigma^{2}}{n} \\ \\ SD(\overline{X}) & = \frac{\sigma}{\sqrt{n}} \end{align*} \]
표본평균의 표본분포 유도
\[ \begin{align*} E(\overline{X}) & = E \left( \frac{\overline{X}_{1} + \cdots + \overline{X}_{n}}{n} \right) \\ \\ & = \frac{n}{n}E(\overline{X}) = \mu \\ \\ Var(\overline{X}) & = Var \left( \frac{\overline{X}_{1} + \cdots + \overline{X}_{n}}{n} \right) \\ \\ & = \frac{Var(\overline{X})}{n^{2}} = \frac{\sigma^{2}}{n} \\ \\ SD(\overline{X}) & = \frac{\sigma}{\sqrt{n}} \end{align*} \]

모집단이 정규분포일 때 통계량 \(\overline{X}\)표준화 하면 아래와 같다.

\[ \begin{gathered} \frac{\overline{X} - \mu}{\sigma / \sqrt{n}} \sim N(0, 1) \\ \\ \Rightarrow \frac{\sqrt{n}(\overline{X} - \mu)}{\sigma} \sim N(0, 1) \end{gathered} \]

2. 큰 수의 법칙과 중심극한정리

2-1. 큰 수의 법칙

위에서 확인했듯이 평균이 \(\mu\), 분산이 \(\sigma^{2}\)정규분포에서 \(n\)개의 확률표본을 추출했을 때 표본평균 \(\overline{X}\)의 평균과 분산은 각각 \(\mu\)\(\sigma^{2}/n\)이 된다. 이 때, \(n\)이 무한대로 발산하면 \(\overline{X}\)\(\mu\)로 수렴한다.

이처럼 표본집단의 크기가 커지면 그 표본평균이 모평균에 가까워지며 결과적으로 확률분포통계적 확률로 수렴하는 것을 큰 수의 법칙이라고 한다.

이러한 정리가 큰 수의 법칙(law of large numbers) 중 하나인 약한 큰 수의 법칙이며 아래와 같이 표현한다.

\[ \lim_{n \to \infty}P(\vert \overline{X} - \mu \vert < \varepsilon) = \lim_{n \to \infty}P \left(\left| \frac{1}{n}\sum^{n}_{k=1}X_{k} - \mu \right| < \varepsilon \right) = 1, \quad \forall \ \varepsilon > 0 \]

여기서 \(n\)은 일반적으로 30을 기준으로 얘기하나 절대적인 값이 아니며, 상황에 따라 \(n\)이 30보다 작아도 정규분포에 잘 근사하는 경우와 100을 넘어도 정규분포에 잘 근사하지 못하는 경우도 있다. 따라서 별도의 실험 등을 통해서 확인해야 한다.

2-2. 중심극한정리

평균이 \(\mu\), 분산이 \(\sigma^{2}\)인 모집단에서 추출된 확률표본 \(X_{1}, \cdots, X_{n}\)이 있을 때, \(n\)이 커질수록 모집단의 형태와 관계없이 \(\overline{X}\)의 분포는 정규분포에 근사하는데, 이를 중심극한정리(central limit theorem)라 한다.

\[ \begin{gathered} \overline{X} \simeq N(\mu, \frac{\sigma^{2}}{n}) \\ \\ \Rightarrow Z = \frac{\overline{X} - \mu}{\sigma / \sqrt{n}} \simeq N(0, 1) \end{gathered} \]

\(Y = X_{1} + \cdots + X_{n}\)일 때 \(Y\)의 분포는 아래와 같다.

\[ \begin{gathered} Z = \frac{Y - n\mu}{\sqrt{n}\sigma} \simeq N(0, 1) \\ \\ \Rightarrow Y \simeq N(n\mu, n\sigma^{2}) \end{gathered} \]

이처럼 확률표본이 정규분포를 따른다는 점을 이용하면 통계량 \(\overline{X}\)가 특정 구간에 속할 확률을 쉽게 구할 수 있다.

3. 다양한 통계량의 표본분포

3-1. 표본평균의 표본분포

이항분포표본평균은 각각의 조건에 따라 아래와 같이 근사한다.

  • \(n\)이 크고 \(p\)가 작은 경우: 포아송 근사
  • \(n\)이 크고 \(p\)가 큰 경우: 포아송 근사
  • \(n\)이 크고 \(p\)가 0.5에서 많이 벗어나지 않은 경우: 정규 근사

\(X \sim B(n, p)\)이고, \(X_{i}\)\(i\)번째 베르누이 확률변수를 의미할 때 아래와 같이 정리할 수 있다.

\[ \begin{gathered} X \sim B(n, p), \ X = X_{1} + \cdots + X_{n} \\ \\ \Rightarrow E(X_{i}) = p, \quad Var(X_{i}) = p(1 - p) \\ \\ \Rightarrow E(X) = np, \quad Var(X) = np(1 - p) \end{gathered} \]

Info

\(np\) 또는 \(n(1 - p)\)의 값이 5 이상일 때 정규 근사를 적용할 수 있으며, 그 이하일 경우 포아송 근사를 활용하는 편이 좋다.

이 때, \(X\)의 평균 \(\overline{X}\)는 표본 비율(성공한 비율) \(\widehat{p}\)을 의미하며 아래와 같이 정리할 수 있다.

\[ \begin{gathered} \widehat{p} = \frac{X}{n} = \overline{X} \\ \\ \Rightarrow E(\widehat{p}) = p, \quad Var(\widehat{p}) = \frac{Var(X)}{n^{2}} = \frac{p(1 - p)}{n} \end{gathered} \]

이 때 \(n\)이 충분히 클 경우 중심극한정리에 따라 아래와 같이 정리할 수 있다.

\[ \widehat{p} \simeq N \left( p, \frac{p(1 - p)}{n} \right) \]

위 분포를 표준정규화하면 아래와 같다.

\[ \begin{gathered} \frac{\widehat{p} - p}{\sqrt{p(1 - p) / n}} \simeq N(0, 1) \\ \\ \Rightarrow \frac{n(\widehat{p} - p)}{n(\sqrt{p(1 - p) / n})} = \frac{X - np}{\sqrt{np(1 - p)}} \simeq N(0, 1) \\ \\ \Rightarrow X \simeq N(np, np(1 - p)) \end{gathered} \]

이와 같이 이항분포를 정규 근사할 때, 이항분포는 이산형이고 정규분포는 연속형이기 때문에 범위의 경계 지점을 포함하는지 여부에 대한 모순이 발생한다. 따라서 이를 해결하기 위해 여분의 0.5를 더하거나 빼는 것으로 보정해주는데, 이를 연속성 수정(continuity correction)이라 한다.

\[ \begin{gathered} P(X > x) = P(X \geq x + 1), \ P(X \geq x) = P(X > x - 1) \\ \\ \Rightarrow P(X < x) \simeq P \left( Z < \frac{x - 1/2 - np}{\sqrt{np(1 - p)}} \right) \simeq P(X \leq x - 1) \\ \\ \Rightarrow P(X > x) \simeq P \left( Z > \frac{x + 1/2 - np}{\sqrt{np(1 - p)}} \right) \simeq P(X \geq x - 1) \end{gathered} \]

3-2. 표본분산의 표본분포

모집단이 정규분포를 따를 때, 표본분산의 표본분포는 자유도가 \(n - 1\)인 카이제곱분포로 근사한다.

\[ P(X) \simeq \chi_{n - 1}^{2} \]

3-3. 최대값의 표본분포

최대값이 \(x\)보다 작거나 같다는 것은 모든 관측값이 \(x\)보다 작거나 같다는 것을 의미한다. 따라서 확률표본 \(X_{1}, \cdots, X_{n}\)의 최대값의 표본분포의 누적분포함수는 아래와 같이 정리할 수 있다.

\[ \begin{align*} F_{X_{(n)}}(x) & = P(X_{(n)} \leq x) = P(X_{1} \leq x, \cdots, X_{n} \leq x) \\ \\ & = \prod_{i=1}^{n}P(X_{i} \leq x) = P(X_{1} \leq x)^{n} = F(x)^{n} \end{align*} \]

\(X_{i}\)가 연속확률변수이면 확률밀도함수 \(f(x)\)는 아래와 같다.

\[ \begin{gathered} f(x) = \frac{d}{dx}F(x) \\ \\ \Rightarrow f_{X_{(n)}}(x) = \frac{d}{dx}\{ F(x)^{n} \} = nF(x)^{n - 1}f(x) \end{gathered} \]

3-4. 최소값의 표본분포

최소값이 \(x\)보다 크다는 것은 모든 관측값이 \(x\)보다 크다는 것을 의미한다.

\[ P(X_{(1)} > x) = 1 - P(X_{(1)} \leq x) \]

Reference