Очевидно, что ==, т.е. число членов после nr+n не превышает более чем в s-1 раз число членов заключённых между nr и nr+n или между nr и nr-n, для любого n.

Найдём число членов до nr-n (), очевидно, что , а значит ==, т.е. число членов до nr-n не превышает более чем в r-1 раз число членов заключённых между nr и nr+n или между nr и nr-n, для любого n.

Что и требовалось доказать.

Лемма 2.

Всякая целая степень какого-либо двучлена r + s выражается числом членов, на единицу большим числа единиц в показателе степени.

Доказательство.

Рассмотрим , где x (x – целое число)

= .

Составим ряд из степеней одночлена s (или r)

0,1,2,…, x-2, x-1, x. Число членов в этом ряду равно x+1.

Т. о. всякая целая степень двучлена r + s выражается числом членов, на единицу большим числа единиц в показателе степени. Что и требовалось доказать.

Лемма 3.

В любой степени двучлена r + s, по крайней мере в t=r+s или nt=nr+ns, некоторый член M будет наибольшим, если числа предшествующих ему и следующих за ним членов находятся в отношении s к r или, что то же, если в этом члене показатели букв r и s находятся в отношении самих количеств r и s; более близкий к нему член с той и другой стороны больше более удалённого с той же стороны; но тот же член M имеет к более близкому меньшее отношение, чем более близкий к более удалённому при равном числе промежуточных членов.

Доказательство.

Отмечается, что коэффициенты членов равноудалённых от концов равны. Число всех членов nt+1=nr+ns+1. Наибольший член будет:

M==.

M можно записать в другом виде, воспользовавшись следующей формулой .

M==.

Ближайший к нему слева член равен ;

справа – .

Следующий слева – ;

справа – и т.д.

; ;

; , и т.д.

Очевидно, что:

, M-наибольший член.

Что и требовалось доказать.

Лемма 4.

В степени двучлена с показателем nt число n может быть взято столь большим, чтобы отношение наибольшего члена M к двум другим L и , отстоящим от него налево и направо на n членов, превзошло всякое данное отношение.

Доказательство.

M==;

L=;

Для доказательства леммы необходимо установить, что

и .

===

Но эти отношения будут бесконечно большими, когда n полагается бесконечным, ибо тогда исчезают числа 1, 2, 3 и пр. по сравнению с n, и сами числа , , и пр. , , и пр. будут иметь те же значения, как и . После этого отбросив эти числа и проведя соответствующие сокращения на n, получим, что

=; =.

Количество сомножителей в числителе и знаменателе равно n. Вследствие чего эти отношения будут бесконечными степенями выражений: и и поэтому бесконечно большими.

Таким образом, мы выяснили, что в бесконечно высокой степени двучлена отношение наибольшего члена к другим L и превосходит всякое заданное отношение.

и .

Что и требовалось доказать.

Лемма 5.

Отношение суммы всех членов от L до ко всем остальным с увеличением n может быть сделано больше всякого заданного числа.

Доказательство.

M – наибольший член разложения.

Пусть соседние с ним слева будут F, G, H,…;

пусть соседние с L слева будут P, Q, R,….

На основании леммы 3 имеем:

<;<;<, … или <<<<….

Так как по лемме 4, при n бесконечно большом, отношение бесконечно, то тем более будут бесконечными отношения , , ,…, и потому отношение также бесконечно, т.е. сумма членов между наибольшим M и пределом L бесконечно больше суммы такого же числа членов за пределом L и наиболее к нему близких. И так как число всех членов за пределом L превышает, по лемме 1, не более чем в s-1 раз (т.е. конечное число раз) число членов между этим пределом и наибольшим членом M, а сами члены делаются тем меньше, чем дальше они отстоят от предела, по первой части леммы 3, то сумма всех членов между M и L (даже не считая M) будет бесконечно больше сумм всех членов за пределом L. Аналогичное утверждение можно доказать относительно членов между M и . Оба эти утверждения и доказывают лемму.

Что и требовалось доказать.

Главное предложение.

Пусть число благоприятных случаев относится к числу неблагоприятных точно или приближённо, как r к s, или к числу всех случаев, как r к r+s или r к t, это отношение заключается в пределах и . Требуется доказать, что можно взять столько опытов, чтобы в какое угодно данное число раз (c раз) было вероятнее, что число благоприятных наблюдений попадёт в эти пределы, а не вне их, т.е. отношение числа благоприятных наблюдений к числу всех будет не более чем и не менее .

Доказательство.

Пусть число необходимых наблюдений будет nt. Вероятность того что все наблюдения будут благоприятны, равна

что все кроме одного–

кроме двух

и т.д.

А это есть члены разложения (r+s) в степени nt (делённые на ), которые исследовались в прошлых леммах. Все дальнейшие выводы основываются на доказанных леммах. Число случаев с ns неблагоприятными набдюдениями и nr благоприятными даёт член M. Число случаев, при которых будет nr+n или nr-n благоприятных наблюдений, выражается членами L и , отстоящих на n членов от M. Следовательно, число случаев, для которых благоприятных наблюдений окажется не более nr+n и не менее nr-n, будет выражаться суммой членов, заключённых между L и . Общее же число случаев, для которых благоприятных наблюдений будет или больше nr+n или меньше nr-n, выражается суммой членов, стоящих левее L и правее .

Так как степень двучлена может быть взята столь большая, чтобы сумма членов, заключённых между обоими пределами L и превосходила более чем в c раз сумму всех остальных из этих пределов выходящих, по леммам 4-й и 5-й, то, следовательно, можно взять столь большое число наблюдений, чтобы число случаев, при которых отношение числа благоприятных наблюдений к числу всех оказывается заключённым в пределы и или и , превышало более чем в c раз число остальных случаев, т.е. сделалось более чем в c раз вероятнее, что отношение числа благоприятных наблюдений к числу всех заключается в пределах и , а не вне этих пределов.

Что и требовалось доказать.

Для сравнения дадим современную формулировку теоремы Бернулли.

Теорема Бернулли.

Если вероятность наступления события A в последовательности независимых испытаний постоянна и равна p, то, каково бы ни было положительное число , с вероятностью как угодно близкой к единице, можно утверждать, что при достаточно большом числе испытаний n разность по абсолютной величине окажется меньшей, чем :

где –любое малое число.

Эта теорема будет доказана нами позже (после введения неравенства Чебышева).

Всегда может случиться, что, каким бы большим ни было n, в данной серии из n испытаний окажется больше . Но, согласно теореме Бернулли мы можем утверждать, что если n достаточно велико и если произведено достаточно много серий испытаний по n испытаний в каждой серии, то в подавляющем числе серий неравенство будет выполнено.

Бернулли считает, что из доказанной теоремы «вытекает то удивительное, по-видимому, следствие, что если бы наблюдения над всеми событиями продолжать всю вечность (причём вероятность, наконец, перешла бы в полную достоверность), то было бы замечено, что всё в мире управляется точными отношениями и постоянным законом изменения, так, что даже в вещах, в высшей степени случайных, мы принуждены были бы признать как бы некоторую необходимость и, скажу я, рок».

А.А. Марков писал, что в этой работе Бернулли «впервые была опубликована и доказана знаменитая …теорема, положившая начало закону больших чисел…». Пуассон (1781–1840 гг.) в своей работе «Исследования о вероятности судебных приговоров по уголовным и гражданским делам» занимался предельными предложениями. В результате он доказал свою знаменитую теорему, которой дал название «закон больших чисел» [1]. Теорема Пуассона формулировалась следующим образом.

Теорема.

Если производится n независимых испытаний, результатами которых является наступление или не наступление события A, причём вероятность наступления события в отдельных испытаниях неодинакова, то с вероятностью, сколь угодно близкой к единице (или, другими словами, – к достоверности), можно утверждать, что частота наступления события A будет сколь угодно мало отличаться от средней арифметической вероятностей наступления события в отдельных испытаниях.

Теперь эту теорему записывают так:

Если же вероятность наступления события не будет изменяться от испытания к испытанию, то =p, и теорема Пуассона в этом случае переходит в теорему Я. Бернулли, которая, таким образом, является частным случаем теоремы Пуассона.

3.3 Неравенство Чебышева. Закон больших чисел в форме Чебышева

17.12.1866 г. Чебышев доложил Академии наук свою работу «О средних величинах», которая была опубликована в 1867 г. В «Математическом сборнике». В этой работе Чебышев доказал одно важное неравенство, которое теперь называется неравенством Чебышева. При помощи этого неравенства Чебышев получил теорему, из которой как следствия получаются теоремы Бернулли и Пуассона. В начале работы «О средних величинах» Чебышев доказывает теорему [1,6].

Теорема.

Если математическое ожидание величин x, y, z,… суть a, b, c,…,

а математическое ожидание квадратов , , ,… суть , , ,…, то вероятность, что сумма x+y+z+… заключается в пределах

при всяком значении остаётся больше .

Далее Чебышев переходит к следующей теореме.

Если мы изобразим через N число величин x, y, z,…, u, полагая в доказанной сейчас теореме , разделим на N как сумму x+y+z+…, так и пределы её

то из этой теоремы получим следующую относительно средних величин.

Теорема.

Если математическое ожидание величин

x, y, z,…,, , ,… суть a, b, c,…,, , ,…, то вероятность, что среднее арифметическое N величин x, y, z,…, от среднего арифметического математических ожиданий этих величин разнится не более как на при всяком значении, будет превосходить .

Это и есть знаменитое неравенство Чебышева, которое в современной форме записывается следующим образом:

где случайная величина x имеет конечную дисперсию , а –любая отличная от нуля положительная величина.

Действительно, первую теорему Чебышева можно записать так:

Применим эту теорему к случайной величине x:

Но ,

Пусть , тогда и получаем привычную формулу для неравенства Чебышева .

Сформулируем соответствующую теорему и докажем в ней это неравенство.

Теорема.

Пусть имеется случайная величина с математическим ожиданием и дисперсией . Неравенство Чебышева утверждает, что, каково бы ни было положительное число , вероятность того, что величина отклонится от своего математического ожидания не меньше чем на , ограничена сверху величиной :

Доказательство.

1. Пусть величина дискретная, с рядом распределения

Изобразим возможные значения величины и её математическое ожидание в виде точек на числовой оси Ox.

Зададимся некоторым значением и вычислим вероятность того, что величина отклонится от своего математического ожидания не меньше чем на : .

Для этого отложим от точки вправо и влево по отрезку длиной ; получим отрезок . Вероятность есть не что иное, как вероятность того, что случайная точка попадёт не внутрь отрезка , а вовне его (концы отрезка мы в него не включаем): .

Для того чтобы найти эту вероятность, нужно просуммировать вероятности всех тех значений , которые лежат вне отрезка . Это мы запишем следующим образом:

, где запись под знаком суммы означает, что суммирование распространяется на все те значения , для которых точки лежат вне отрезка .

С другой стороны, напишем выражение дисперсии величины по определению:

Так как все члены суммы неотрицательны, она может только уменьшиться, если мы распространим её не на все значения , а только на некоторые, в частности на те, которые лежат вне отрезка :

Заменим под знаком суммы выражение через . Так как для всех членов суммы , то от такой замены сумма тоже может только уменьшиться, значит:

Но согласно формуле сумма, стоящая в правой части этого неравенства есть не что иное, как вероятность попадания случайной точки вовне отрезка , следовательно , откуда непосредственно вытекает доказываемое неравенство.

2. В случае когда величина непрерывна, доказательство проводится аналогичным образом с заменой вероятностей элементом вероятности, а конечных сумм – интегралами. Действительно,

где – плотность распределения величины . Далее, имеем:

откуда и вытекает неравенство Чебышева для непрерывных величин.

Что и требовалось доказать.

Как следствие из своего неравенства Чебышев получает следующую теорему.

Теорема.

Если математические ожидания величин не превосходят какого-либо конечного предела, то вероятность, что среднее арифметическое N таких величин от среднего арифметического их математических ожиданий разнится менее чем на какую-нибудь данную величину, с возрастанием числа N до, приводится к единице.

Доказательство.

Действительно, рассмотрим случайную величину , представляющую собой среднюю арифметическую из данных случайных величин.

;

Если ограничены математические ожидания случайных величин и их квадратов, то ограничены также и дисперсии, т.е. Все , где c-некоторое число. Тогда .

Применим теперь неравенство Чебышева к :

, или

Переходя к пределу, получаем:

Что и требовалось доказать.

Это и есть теорема Чебышева – закон больших чисел Чебышева. Эта теорема устанавливает, что при достаточно больших n с вероятностью, близкой к единице, можно полагать, что среднее арифметическое случайных величин как угодно мало колеблется около некоторого постоянного числа–среднего их математических ожиданий.

Теоремы Пуассона и Бернулли являются частными случаями закона больших чисел Чебышева.

Действительно, пусть в n испытаниях, событие A наступает с вероятностями и не наступает с вероятностями . Рассмотрим случайную величину – число наступлений события A в i-ом испытании. Тогда

; ; ,

удовлетворяет условиям теоремы Чебышева, т.е.

, или

где –среднее арифметическое из вероятностей наступлений событий в отдельных испытаниях. А это и есть теорема Пуассона.

Если все , то и , и мы получим теорему Бернулли:

Любопытно, что Чебышев не называл доказанную теорему «законом больших чисел», хотя теорема Пуассона получается из неё как частный случай.

Зная, что теорема Бернулли является частным случаем теоремы Чебышева попробуем доказать её как прямое следствие закона больших чисел Чебышева (т.е. приведём современное доказательство теоремы Бернулли [3]). Повторим современную формулировку теоремы Бернулли.

Теорема.

Пусть производится n независимых опытов. Если вероятность наступления события A в последовательности независимых испытаний постоянна и равна p, то, каково бы ни было положительное число , с вероятностью как угодно близкой к единице, можно утверждать, что при достаточно большом числе испытаний n разность по абсолютной величине окажется меньшей, чем :

где –любое малое число.

Доказательство.

Рассмотрим независимые случайные величины:

–число появлений события A в первом опыте;

–число появлений события A во втором опыте, и т.д.

Все эти величины прерывны и имеют один и тот же закон распределения, выражаемый рядом вида:

0	1
q	p

т.к. событие A наступает с вероятностью p и не наступает с вероятностью q .

Вычислим математическое ожидание каждой из величин :

, дисперсию:

удовлетворяют условиям теоремы Чебышева, т.е. можем применить неравенство Чебышева:

Т.к. , , а , то получаем выражение:

Отсюда и следует справедливость доказываемого неравенства:

где –малое число при .

Что и требовалось доказать.

3.4 Закон больших чисел для зависимых случайных величин

А.А. Марков под этим законом понимал закон, «в силу которого с вероятностью, сколь угодно близкой к достоверности, можно утверждать, что среднее арифметическое из нескольких величин, при достаточно большом числе этих величин, будет произвольно мало отличаться от средней арифметической их математических ожиданий». При таком понимании закона больших чисел и теорема Бернулли и теорема Пуассона и теорема Чебышева будут его различными формами. Такое понимание теперь общепринято.

Чебышев распространил закон больших чисел на независимые случайные величины с равномерно ограниченными дисперсиями:.

Марков расширил условия применимости этого закона. В работе «Распространение закона больших чисел на величины, зависящие друг от друга» Марков привёл следующую теорему [1,6].

Теорема.

Если последовательность взаимно независимых случайных величин такая, что

, то

Доказательство.

Рассмотрим величину

, .

Очевидно, что и величина ограничена <c, c-некоторое число. Применим теперь неравенство Чебышева к :

, или

Переходя к пределу получаем:

Что и требовалось доказать.

В этой работе Марков доказывает, что закон больших чисел применим к , если и связь величин такова, что увеличение любой из них влечёт за собой уменьшение математических ожиданий остальных.

Марков делает замечание: «к тому же заключению о применимости закона больших чисел не трудно прийти и в случае, когда математическое ожидание при всяком уменьшается с увеличением суммы «.

Марков рассматривает последовательность случайных величин, связанных в цепь. Такие цепи зависимых величин получили название марковских цепей. В этой работе Марков рассматривает простую цепь (простая цепь маркова – последовательность случайных величин, каждая из которых может принимать любое число исходов, причём вероятности исходов при -м испытании получают определённые значения, если известен только результат -го испытания), причём все принимают значения только 0 или 1. Он устанавливает, что эти случайные величины также подчинены закону больших чисел. Нужно отметить, что в работе Марков требовал, чтобы для всех вероятностей перехода выполнялось условие . Но выводы Маркова остаются справедливыми, если вместо такого сильного ограничения требовать только, чтобы это условие выполнялось хотя бы для одной вероятности при любом .

В конце своей работы Марков делает вывод, что независимость величин не составляет необходимого условия для существования закона больших чисел.

В настоящее время используется условие, аналогичное условию Маркова, но уже не только достаточное, но и необходимое для применимости закона больших чисел к последовательности произвольных случайных величин [4].

Теорема.

Для того чтобы для последовательности (как угодно зависимых) случайных величин при любом положительном выполнялось соотношение

, (3.4.1)

Необходимо и достаточно, чтобы при . (3.4.2)

Доказательство.

Предположим сначала, что (2) выполнено, и покажем, что в этом случае выполнено также (1). Обозначим через функцию распределения величины .

Легко проверить следующую цепочку соотношений:

Это неравенство доказывает достаточность условия теоремы.

Покажем теперь, что условие (2) необходимо. Легко видеть, что

Таким образом, .

Выбирая сначала сколь угодно малым, а затем достаточно большим, мы можем сделать правую часть последнего неравенства сколь угодно малой.

Что и требовалось доказать.

3.5 Усиление закона больших чисел. Появление необходимого и достаточного условий применимости закона больших чисел

В 1923 г. А.Я. Хинчин установил закон повторного логарифма, который является своеобразным обобщением и усилением закона больших чисел[1]. Рассмотрим полученные им результаты.

Согласно теореме Бернулли, при для любого

В 1909 г. Борель для доказал, что , т.е. что для больших с подавляющей вероятностью должна быть мала в сравнении с , .

В 1917 г. Кантелли распространил результат Бореля на любое .

В 1913 г. Хаусдорф для случая Бернулли нашёл следующую оценку: с вероятностью единица , где произвольно.

В 1914 г. Харди и Литтльвуд показали, что с вероятностью единица .

А в 1923 г. Хинчин доказал следующую теорему.

Теорема.

Если вероятность появления события A в каждом из независимых испытаний равна , то число появлений события A в испытаниях при удовлетворяет соотношению:

Функция в этом смысле является точной верхней границей случайной величины .

Представим этот результат геометрически. Будем по оси абсцисс откладывать , а по оси ординат – . Проведём в этой системе прямые: и . Теорема Бореля-Кантелли утверждает, что при достаточно больших почти достоверно, что будет заключаться между прямыми и . Но эти границы оказались очень широки и Хинчин указал более строгие границы изменения . Если мы проведём кривые

и (3.5.1)

, (3.5.1')

то по теореме Хинчина, каково бы ни было , для достаточно больших разность почти достоверно заключена между этими кривыми. Если же взять кривые

и (3.5.2)

, (3.5.2')

то почти достоверно бесконечно много раз выйдет за пределы этих кривых. Изобразим схематически эту ситуацию.

Хотя Марков и расширил границы применимости закона больших чисел, однако, окончательно этот вопрос ещё не был решён. Установить необходимые и достаточные условия применимости закона больших чисел удалось только благодаря применению методов и понятий теории функций.

В 1926 г. А.Н. Колмогоров установил эти условия в своей работе [5].

Определение.

Случайные величины последовательности называются устойчивыми, если существует такая числовая последовательность , что для любого положительного , .

Если существуют все и если можно положить , то говорят, что устойчивость нормальная.

Если все равномерно ограничены, то из , , следует соотношение , , и, следовательно, , .

Таким образом, устойчивость ограниченной последовательности необходимо нормальна. Пусть .

По неравенству Чебышева .

Следовательно, условие Маркова: , , достаточно для нормальной устойчивости.

Если равномерно ограничены, , то по неравенству ,

Следовательно, в этом случае условие Маркова является также и необходимым для нормальной устойчивости .

Если и величины попарно некоррелированы, то .

Следовательно, в этом случае для нормальной устойчивости средних арифметических , т.е. для того, чтобы для всякого

Достаточно выполнения следующего условия: (теорема Чебышева). В частности, это условие выполнено, если все величины равномерно ограничены.

1. Можно обобщить эту теорему на случай слабо коррелированных величин . Если предположить, что коэффициент корреляции (ясно, что всегда ) между и удовлетворяет неравенству и что , то для нормальной устойчивости средних арифметических, т.е. для того, чтобы для всякого

достаточно выполнения условия , где .

2. В случае независимых слагаемых можно дать также необходимое и достаточное условие для устойчивости средних арифметических .

Для каждого существует константа (медиана ), удовлетворяющая следующим условиям: , .

Положим

Теорема.

Пусть – последовательность взаимно независимых случайных величин. Тогда условия

=, ,

необходимы и достаточны для устойчивости величин , При этом постоянные , , можно принять равными , так что в случае (и только в этом случае) устойчивость нормальная.

Доказательство.

Достаточность условий теоремы устанавливается просто. В самом деле поскольку а согласно неравенству Чебышева

то

Для доказательства необходимости нам понадобится ряд вспомогательных предложений.

Лемма 1.

Пусть – независимые события, , и для некоторого . Если, кроме того, событие таково, что для каждого , то тогда .

Доказательство.

Если существует такой номер , что , то .

Пусть теперь для всех .

Тогда найдётся такое , что , и, значит, для всех

Отсюда

Что и требовалось доказать.

Лемма 2.

Пусть – независимые, ограниченные, , , случайные величины с нулевыми средними. Тогда для всякого и целого

, где .

Доказательство.

Пусть , , ,,

. Замечая, что на множестве , получаем

Из неравенства следует, что

Поэтому при любом . Значит и .

Что и требовалось доказать.

Лемма 3.

Пусть – независимые, ограниченные случайные величины, причём , . Тогда

Доказательство.

Обозначим , . Если или , то правая часть в доказываемом неравенстве отрицательна и неравенство очевидно.

Пусть теперь одновременно , . Тогда достаточно показать, что , поскольку, очевидно,

Обозначим . Если , то

и, значит,

Предположим, теперь, что .

Обозначая и применяя лемму 2, находим

Отсюда

На множестве .

Поэтому .

Ясно также, что .

Следовательно,

и, значит, .

Что и требовалось доказать.

Доказательство теоремы. Необходимость.

Пусть последовательность , такова, что для любого , . Покажем, что тогда

, .

Обозначим для данного , ,

Поскольку – медиана , то .

Для достаточно больших , поэтому

, т.е. .

Далее, если событие выполняется, а нет, то выполняется событие и, значит, .

Но .

Следовательно, .

Применим лемму 1, взяв .

Тогда .

События независимы, поэтому .

Поскольку по условию , , то из и получаем искомое соотношение .

Положим теперь

Из следует, что если , , то и , .

Обозначим . Тогда и по лемме 3

откуда .

Для .

Тогда из ,

следует, что

, а значит в силу произвольности

Что и требовалось доказать.

3. Дальнейшее обобщение теоремы Чебышева получается, если предположить, что каким-нибудь образом зависят от исходов каких-либо испытаний , так что после каждого определённого исхода всех этих испытаний принимает определённое значение. Общая идея вех теорем, известных под названием закона больших чисел, состоит в том, что если зависимость величины от каждого отдельного испытания , , очень мала при больших , то величины устойчивы. Если рассматривать как разумную меру зависимости величины от испытания , то вышеупомянутая общая идея закона больших чисел может быть конкретизирована следующими рассуждениями.

Пусть .

Тогда ,

Легко, далее, подсчитать, что случайные величины , , некоррелированы. В самом деле, пусть , тогда, зная, что , можно записать следующее:

и, следовательно, , .

Итак, .

Таким образом, условие , достаточно для нормальной устойчивости величин .

Таким образом, была завершена одна из центральных проблем теории вероятностей – проблема закона больших чисел.

Заключение

Мы проследили динамику развития понятия вероятности; такого понятия в теории вероятностей, как математическое ожидание, а также развитие одной из центральных теорем–закона больших чисел. Можем сделать следующие выводы.

Проследив динамику развития и формирования понятия вероятности можно отметить, что оно вырабатывалось сложными путями. Понятие вероятности облекалось в определения различных форм и содержаний.

Вначале это понятие понимали на чисто интуитивном уровне. Позднее появились различные определения понятия вероятности. Наблюдались попытки вводить новые понятия, например «собственно вероятность», но эти попытки не увенчались успехом – это понятие не сохранилось в науке. В дальнейшем возникает необходимость в более чётком и строгом отношении к основным понятиям теории вероятностей, т.е. и к определению понятия вероятности. Этого требовало развитие статистической физики; этого требовало развитие самой теории вероятностей, в которой остро стала ощущаться неудовлетворённость классического обоснования лапласовского типа; этого требовало и развитие других наук, в которых широко применялись вероятностные понятия. Становилось всё отчётливее видно, что теория вероятностей нуждается в новом логическом обосновании – в обосновании с помощью аксиоматического метода. Многие учёные предпринимают попытки аксиоматического определения понятия вероятности. Однако успешно эта задача была решена в начале XX в. Колмогоровым. Аксиоматика Колмогорова способствовала тому, что теория вероятностей окончательно укрепилась как полноправная математическая дисциплина.

Развитие понятия математического ожидания также встречало ряд трудностей. Попытки ввести понятие морального ожидания, которое бы устраняло недостатки математического ожидания – провалились. Это произошло из-за того, что понятие морального ожидания не было связано с понятием вероятности в отличие от математического ожидания. В результате понятие «математическое ожидание» заняло прочное место, по праву ему принадлежащее, в теории вероятностей.

Динамику развития закона больших чисел можно сравнить с иерархической лестницей. В основании её простейшие теоремы Бернулли и Пуассона, а на вершине – критерий применимости закона больших чисел (необходимое и достаточное условия). В отличие от понятий вероятности и математического ожидания, закон больших чисел не сталкивался с подобными противоречиями, в своей трактовке. Усовершенствование закона больших чисел происходило плавно, без резких скачков.

Список источников

1. Майстров Л.Е. Теория вероятностей. Исторический очерк. – М.: Наука,

1967. – 320 с.

2 Майстров Л.Е. Развитие понятия вероятности. – М.: Наука, 1980. – 270 с.

3 Вентцель Е.С. Теория вероятностей. – М.: Наука. Главная редакция физ. – мат. литературы, 1969. – 576 с.

4 Гнеденко Б.В. Курс теории вероятностей. – М.: Наука. Главная редакция физ. – мат. литературы, 1969. – 400 с.

5 Колмогоров А.Н. Основные понятия теории вероятностей. – М.: Наука. Главная редакция физ. – мат. литературы, 1974. – 120 с.

6 История отечественной математики. В 4 т.–К.: Навукова думка, 1967. – Т.2.

7 Гливенко В.И. Курс теории вероятностей. – М.: Гостехиздат, 1939.

8 Чебышев П.Л. Полное собрание сочинений – М.–Л.: 1948.–Т.3.

9 История естествознания в России. – М.: 1960.–Т.2.

10 Гнеденко Б.В., Колмогоров А.Н. Теория вероятностей. – В кн.: «Математика в СССР за 30 лет». – М. – Л.: 1948.

Страницы: 1, 2