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Lição 77 — Teorema Central do Limite

A média de n v.a. iid converge à normal independente da distribuição original — a lei mais importante da estatística. Demonstração via função característica, velocidade Berry-Esseen, aplicações de inferência.

Used in: 2.º ano do EM (16-17 anos) · Math B japonês §4.4 · Stochastik LK alemão · H2 Math singapurense cap. 21

XˉndN ⁣(μ,σ2n)(n)\bar X_n \xrightarrow{d} \mathcal{N}\!\left(\mu,\,\frac{\sigma^2}{n}\right) \quad (n \to \infty)
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Rigorous notation, full derivation, hypotheses

Enunciato formale e dimostrazione

Versione Lindeberg-Lévy

"The central limit theorem is the unofficial sovereign of probability theory." — Grinstead & Snell, Introduction to Probability, §9.1

Versione per somme

Se Sn=X1++XnS_n = X_1 + \cdots + X_n, allora SnN(nμ,nσ2)S_n \approx \mathcal{N}(n\mu,\, n\sigma^2) per nn grande.

Zn=SnnμσndN(0,1)Z_n = \frac{S_n - n\mu}{\sigma\sqrt{n}} \xrightarrow{d} \mathcal{N}(0,1)
what this means · Standardizzazione della somma: stessa formula, scala diversa.

Velocità di convergenza: disuguaglianza di Berry-Esseen

Abbozzo di dimostrazione via funzione caratteristica

Sia Yi=(Xiμ)/σY_i = (X_i - \mu)/\sigma (media zero, varianza 1). Espansione di Taylor di φYi\varphi_{Y_i}:

φYi(t)=1t22+o(t2)(t0).\varphi_{Y_i}(t) = 1 - \frac{t^2}{2} + o(t^2) \quad (t \to 0).

Per Zn=(Y1++Yn)/nZ_n = (Y_1 + \cdots + Y_n)/\sqrt{n}:

φZn(t)=[φYi ⁣(tn)]n=[1t22n+o ⁣(1n)]nnet2/2.\varphi_{Z_n}(t) = \left[\varphi_{Y_i}\!\left(\frac{t}{\sqrt{n}}\right)\right]^n = \left[1 - \frac{t^2}{2n} + o\!\left(\frac{1}{n}\right)\right]^n \xrightarrow{n\to\infty} e^{-t^2/2}.

Ma et2/2e^{-t^2/2} è la funzione caratteristica di N(0,1)\mathcal{N}(0, 1). Il Teorema di Lévy (continuità) conclude ZndN(0,1)Z_n \xrightarrow{d} \mathcal{N}(0,1). \blacksquare

Quando il TCL non vale

Ipotesi essenziali

  • Indipendenza (minimo sufficiente; rilassabile per α\alpha-mixing).
  • Varianza finita σ2<\sigma^2 < \infty.
  • n sufficientemente grande — regola pratica: n30n \geq 30 per distribuzioni non troppo asimmetriche; n100n \geq 100 per alta asimmetria.

Esempi risolti

Exercise list

37 exercises · 9 with worked solution (25%)

Application 20Understanding 4Modeling 9Challenge 2Proof 2
  1. Ex. 77.1Application

    XX esponenziale con μ=1\mu = 1 e σ=1\sigma = 1. Scrivi la distribuzione approssimata di Xˉ100\bar X_{100} e calcola σXˉ\sigma_{\bar X}.

  2. Ex. 77.2Application

    XX uniforme in [0,1][0, 1]. Determina μ\mu e σ2\sigma^2, e scrivi la distribuzione approssimata di Xˉ50\bar X_{50} per il TCL.

  3. Ex. 77.3ApplicationAnswer key

    Lancia 100 dadi non viesati. Determina la distribuzione approssimata della somma S100S_{100}, indicando E[S]E[S] e Var(S)\text{Var}(S).

  4. Ex. 77.4Application

    XBernoulli(0,3)X \sim \text{Bernoulli}(0{,}3). Scrivi la distribuzione approssimata di Xˉ200\bar X_{200} per il TCL e calcola la deviazione standard della proporzione campionaria.

  5. Ex. 77.5Application

    Una popolazione ha μ=50\mu = 50 e σ=10\sigma = 10. Per n=25n = 25, calcola la deviazione standard di Xˉ\bar X (in numeri interi).

  6. Ex. 77.6ApplicationAnswer key

    Usando i dati di 77.5 (μ=50\mu = 50, σ=10\sigma = 10, n=25n = 25), calcola P(Xˉ>53)P(\bar X > 53).

  7. Ex. 77.7Application

    Con gli stessi parametri (μ=50\mu = 50, σ=10\sigma = 10, n=25n = 25), calcola P(Xˉ<47)P(\bar X < 47).

  8. Ex. 77.8Application

    XX con μ=100\mu = 100, σ=20\sigma = 20, n=100n = 100. Calcola P(98<Xˉ<102)P(98 < \bar X < 102).

  9. Ex. 77.9Application

    Somma di 50 v.a. iid con μ=5\mu = 5, σ=2\sigma = 2. Calcola P(S50>270)P(S_{50} > 270).

  10. Ex. 77.10Application

    XX con μ=10\mu = 10, σ=3\sigma = 3. Quante osservazioni nn per un IC del 95% con margine di errore ±0,5\pm 0{,}5?

  11. Ex. 77.11Understanding

    Quando la dimensione campionaria nn è moltiplicata per 4, la deviazione standard di Xˉ\bar X (=σ/n= \sigma/\sqrt{n}):

  12. Ex. 77.12Understanding

    XX ha distribuzione molto asimmetrica (skewness = 3). Per quale dimensione di nn il TCL è ragionevole?

  13. Ex. 77.13Application

    Voti con μ=70\mu = 70, σ=15\sigma = 15. Campione n=36n = 36. Calcola P(Xˉ>75)P(\bar X > 75).

  14. Ex. 77.14Application

    Con gli stessi parametri di 77.13 (μ=70\mu = 70, σ=15\sigma = 15, n=36n = 36), calcola P(Xˉ<65)P(\bar X < 65).

  15. Ex. 77.15Application

    Con μ=70\mu = 70, σ=15\sigma = 15, n=36n = 36 e Xˉ=72\bar X = 72, costruisci un IC del 95% per μ\mu.

  16. Ex. 77.16ApplicationAnswer key

    Peso di pacchetti: μ=500\mu = 500 g, σ=50\sigma = 50 g. Campione n=25n = 25. Calcola P(Xˉ>520)P(\bar X > 520).

  17. Ex. 77.17ApplicationAnswer key

    Con i parametri di 77.16 (μ=500\mu = 500 g, σ=50\sigma = 50 g, n=25n = 25), calcola P(485<Xˉ<515)P(485 < \bar X < 515).

  18. Ex. 77.18Application

    Tempo di risposta: μ=50\mu = 50 ms, σ=10\sigma = 10 ms. Media di 100 misurazioni. Qual è il limite SLA del 95%?

  19. Ex. 77.19Application

    Lancia un dado 1.000 volte. Calcola P(Xˉ>3,6)P(\bar X > 3{,}6).

  20. Ex. 77.20Application

    Usando la distribuzione della somma S1000S_{1000} di 1.000 lanci di dado, calcola P(S1000>3600)P(S_{1000} > 3600).

  21. Ex. 77.21Application

    XExp(1)X \sim \text{Exp}(1) (μ=1\mu = 1, σ=1\sigma = 1). Calcola P(Xˉ100>1,1)P(\bar X_{100} > 1{,}1).

  22. Ex. 77.22ApplicationAnswer key

    Sondaggio elettorale: p=0,40p = 0{,}40, n=1000n = 1000. Calcola P(p^>0,43)P(\hat p > 0{,}43).

  23. Ex. 77.23ModelingAnswer key

    Possiedi 50 azioni indipendenti; rendimento giornaliero di ognuna: μ=0,1%\mu = 0{,}1\%, σ=2%\sigma = 2\%. Qual è la distribuzione del rendimento medio giornaliero del portafoglio?

  24. Ex. 77.24ModelingAnswer key

    Modello ML: errore individuale σ=0,5\sigma = 0{,}5. Calcola la deviazione standard dell'errore medio su 1.000 predizioni.

  25. Ex. 77.25Modeling

    Determina la dimensione campionaria per rilevare una differenza di proporzioni del 5% con α=0,05\alpha = 0{,}05 e potenza dell'80%.

  26. Ex. 77.26Modeling

    Stima di π\pi per Monte Carlo: nn punti casuali nel quadrato [0,1]2[0,1]^2, conta quanti cadono nel quarto di disco. Qual è la deviazione standard della stima di π\pi in funzione di nn?

  27. Ex. 77.27Modeling

    Lotto di 500 pezzi: μ=100\mu = 100 g, σ=5\sigma = 5 g. Determina la distribuzione della massa totale S500S_{500}.

  28. Ex. 77.28Modeling

    Tempo di attesa dell'autobus: U[0,30]\mathcal{U}[0, 30] min. Calcola P(Tˉ50>16)P(\bar T_{50} > 16) per l'attesa media di 50 passeggeri.

  29. Ex. 77.29Modeling

    Grafico di controllo X-bar con n=5n = 5. I limiti di controllo sono Xˉ±3σXˉ\bar X \pm 3\sigma_{\bar X}. Calcola la larghezza dell'intervallo in termini di σ\sigma del processo.

  30. Ex. 77.30Modeling

    Sondaggio di soddisfazione: margine di errore ±3%\pm 3\% a 95% di confidenza, pp sconosciuto. Qual è il minimo nn?

  31. Ex. 77.31ModelingAnswer key

    Durata della chiamata: μ=3\mu = 3 min, σ=1,5\sigma = 1{,}5 min. 100 chiamate all'ora. Determina la distribuzione del tempo totale e calcola P(totale>330 min)P(\text{totale} > 330\text{ min}).

  32. Ex. 77.32ChallengeAnswer key

    Test A/B: 10.000 visitatori per variante; tasso di conversione A = 5%, B = 6%. Il lift di 1 punto percentuale è statisticamente significativo? Calcola il valore zz e il pp-valore.

  33. Ex. 77.33Understanding

    Quale delle seguenti opzioni descrive correttamente il Teorema Centrale del Limite?

  34. Ex. 77.34Understanding

    Perché il TCL classico di Lindeberg-Lévy non si applica alla distribuzione di Cauchy?

  35. Ex. 77.35Challenge

    Simula il TCL in Python per distribuzione esponenziale con λ=1\lambda = 1. Genera istogrammi di 10.000 medie campionarie per n{1,5,30}n \in \lbrace 1, 5, 30 \rbrace e confronta visivamente con la curva normale teorica.

  36. Ex. 77.36Proof

    Abbozza la dimostrazione del TCL via funzione caratteristica, indicando dove ogni ipotesi (varianza finita, iid) è usata.

  37. Ex. 77.37Proof

    Mostra che il TCL implica la Legge Debole dei Grandi Numeri: se ZndN(0,1)Z_n \xrightarrow{d} \mathcal{N}(0,1), allora XˉnPμ\bar X_n \xrightarrow{P} \mu.

Fonti

  • OpenIntro Statistics (4ª ed) — Diez, Çetinkaya-Rundel, Barr · 2019 · CC-BY-SA. Fonte primaria degli esercizi 77.2, 77.4, 77.8, 77.11, 77.14–17, 77.22–23, 77.25–26, 77.28, 77.30, 77.33–34.
  • OpenStax Statistics — Illowsky, Dean · 2022 · CC-BY. Fonte degli esercizi 77.1, 77.3, 77.5–7, 77.9–10, 77.12–13, 77.18–19, 77.21, 77.24, 77.27, 77.29, 77.31, 77.35 e esempi 1–3.
  • Introduction to Probability (Grinstead-Snell) — Grinstead, Snell · Dartmouth · GNU FDL. Fonte degli esercizi 77.19–20, 77.26, 77.36–37 e esempio 5.

Updated on 2026-05-06 · Author(s): Clube da Matemática

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