Lema de fisher
n i=1 (Xi
− X n )2 . Entonces se verifica
1. Los estad´ ısticos X n y S 2 son independientes. 2. (n − 1)S 2 /σ 2 tiene distribuci´n χ2 con n − 1 grados de libertad. o 3. El estad´ ıstico
Xn√ −µ S/ n
tiene distribuci´n t de Student con n − 1 grados de libertad. o
Demostraci´n: Para demostrar el primer apartado, basta probar que X n es independio ente del vector (X1 − X n , . . ., Xn − X n ). Para demostrar esta independencia se va a factorizar la funci´n generatriz de momentos conjunta en el producto de las dos marginales. Si o M (s; t1 , . . . , tn ) es la funci´ngeneratriz de momentos del vector (X n , X1 − X n , . . . , Xn − X n ), o entonces,
n
M (s; t1 , . . . , tn ) = E[exp{sX n +
i=1
ti (Xi − X n )}].
Reordenando t´rminos, tenemos que e
n n
sX n +i=1
ti (Xi − X n ) =
i=1 n i=1
s . ¯ + (ti − t) Xi = n
n i=1 (ti
n
ai Xi .
i=1
N´tese que o
n i=1
ai = s y
a2 = s2 /n + i
n
¯ − t)2 . Por lo tanto,
n
M (s; t1 , . .. , tn ) = E[exp{
i=1 n
ai Xi }] = MX1 ,... ,Xn (a1 , . . . , an ) =
i=1
exp{µai +
n
σ2 2 a} 2 i
= exp{µ
i=1
σ ai + 2
2
2
n
a2 } i
i=1 2
σ 2 = exp{µs + s /n + 2
n2
¯ (ti − t)2 }
i=1
= exp{µs +
σ 2 σ s } exp{ 2n 2
¯ (ti − t)2 }
i=1
= MX n (s)MX1 −X n ,... ,Xn −X n (t1 , . . . , tn ), ya que, para obtener la funci´n generatriz de momentos de(X1 − X n , . . . , Xn − X n ), basta o hacer s = 0 en M (s; t1 , . . . , tn ). Para el segundo apartado, obs´rvese que e . W =
n
i=1
Xi − µ σ
2
n
=
i=1
Xi − X n σ
2
2
+
Xn− µ √ σ/ n
2
(n − 1)S 2 Xn − µ √ = + σ2 σ/ n
. = U + V,
1
donde W tiene distribuci´n χ2 , V tiene distribuci´n χ2 y U y V son independientes. Como o o n 1 consecuencia, U tiene...
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