Txebixeven desberdintza

Probabilitate teorian eta estatistikan, **Txebixeven desberdintzak** edo **Bienaymé-Txebixeven desberdintzak** edozein probabilitate banaketatan, itxaropen matematiko edo batezbestekoa eta σ bariantza finituaren balioa soilik ezagutzen direlarik, suertatzen den balioa batezbestekotik gehienezko eta gutxienezko distantzia batera izateko probabilitatea hurbiltzen du, probabilitateari buruzko tarte bat ezarriz, probabilitate-banaketa ezaguna ez denez probabilitate zehatza ezin baita finkatu. Zehatzago, suertatzen den balioa batezbestekotik gutxienezko *ε* distantzia batera izateko probabilitatea *σ2/ε2* baino txikiagoa dela ezartzen du (eta beraz, gehienezko *ε* distantzia batera izateko probabilitatea *1-(σ2/ε2)* baino handiagoa dela ere bai), non *σ2* banaketaren bariantza den. Probabilitate-banaketa zehatz bat ezarri ezin eta batezbestekoa eta bariantza soilik finkatu diren egoeretan probabilitateak hurbiltzeko baliatu ahal izateaz gainera, Txebixeven desberdintza teorema estatistiko garrantzitsuak frogatzeko erabiltzen da, hala nola zenbaki handien lege ahula. Konfidantza-tarteak eta horiek behar diren lagin-tamainaak finkatzeko ere erabiltzen da. Irenée-Jules Bienaymé estatistikaria izan zen desberdintza eta dagokion froga lehen aldiz plazaratu zuena 1853 urtean, bereziki beste gai zenbait garatzen zituen artikulu batean egin bazuen ere. Desberdintzaren berezko balioaz jabetu eta zabaldu zuena, ordea, Pafnuti Txebixev matematikaria izan zen 1867 urtean, desberdintzari buruzko berariazko artikulu batean. Hori dela eta, historialari gehienen irizpideari jarraiki, desberdintzaren meritua Txebixevi ematen zaio gehienetan.

## Txebixeven desberdintzaren formula 
thumb|350px|**Txebixeven ezberdintzak** itxaropena eta bariantza soilik ezagutzen direnean, tarte zentral bati eta muturrei buruzko probabilitateak mugatzen ditu.

Batezbestekotik zehazten den distantzia desbideratze estandarraren terminoetan jartzen den formulak bi aldaera desberdin ditu. Bietan ez dago inongo lehentasun ordenarik eta bata zein bestea erabil daiteke kasu guztietan, batzuetan erosotasunez formularen aldaera bat bestea baino egokiagoa izan badaiteke ere.

### Lehen aldaera 
\scriptstyle \mu\, itxaropena eta \scriptstyle \sigma^2\, bariantza finitua dituen probabilitate banaketa batean,

* muturretako probabilitaterako,

:::\forall \epsilon>0,\ \ P\left(\left|X-\mu\right| \geq \epsilon \right) \leq \frac{\sigma^2}{\epsilon^2}.

* batezbestekoaren inguruko tarte simetriko bati dagokion probabilitaterako, muturretako balioek (aurreko adierazpenean) aurkako gertakizuna osatzen dutela kontuan hartuz,

:::\forall \epsilon>0,\ \ P\left(\left|X-\mu\right| 

### Bigarren aldaera 
Itxaropenerako distantzia desbideratze estandarraren unitatetan neurtzen bada, hau da, *ε=kσ* bihurtuz soilik, Txebixeven desberdintza honela geratzen da:

* muturretako probabilitaterako,

::\forall k>0,\ \  P\left(\left|X-\mu\right| \geq k\sigma \right) \leq \frac{1}{k^2}.

* batezbestekoaren inguruko tarte simetriko bati dagokion probabilitaterako,

::\forall k>0,\ \  P\left(\left|X-\mu\right| 

**ADIBIDEA**

'*Zorizko aldagai baten itxaropena 2000 eta bariantza 100 izanik, zenbatekoa da itxaropenetik 200 baino gutxiago desbideratzeko, hau da, *X* 1800-2200 bitartean suertatzeko probabilitatea?*'

:: P\left(\left|X-2000\right| 

Beraz, eskatutako probabilitatea 0.75 baino handiagoa da.

Desberdintzaren bigarren aldaera erabiliz, berriz:

::k\sigma=\epsilon \rightarrow 100k=200 \rightarrow k=2

:: P\left(\left|X-2000\right| 

## Tarte nabarmenak, banaketa normalarekin alderatuz 
Honako taula honetan, Txebixeven desberdintzak *k* balio zenbaitetarako \scriptstyle P[|X-\mu| > k\sigma] probabilitateak zehazten dira, \scriptstyle N(\mu,\sigma) zorizko aldagai normal estandar batean (non itxaropena eta bariantza 0 eta 1 diren, hurrenik hurren) eta *U(0,1)* banaketa uniforme jarraitu batean (non itxaropena eta bariantza 0.5 eta 0.2886 diren, hurrenik hurren) suertatuko liratekeen probabilitate zehatzekin batera.

::

Aurreko emaitzetan ohartzekoa da Txebixeven desberdintzaren zehaztasuna handiagoa dela *k* balio handietarako, betiere bi probabilitate-banaketa zehatz horiekin alderaturik.

## Desberdintzaren frogapenak 
### Lehen frogapena 
Txebixeven lehen aldaerako formula frogatuko da. Horretarako bariantzaren definiziotik abiatu behar da. \scriptstyle \epsilon>0 balio baterako eta *X* zorizko aldagai jarraitu baterako:

::\sigma^2=\int_{-\infty}^{\infty}(x-\mu)^2f(x)dx \geq \int_

#### Populazio-proportzio bati buruzko konfiantza-tarteak 
Egoera guztietan \scriptstyle \hat{p} lagin proportzioaren itxaropena eta desbideratzen estandarra hauek dira, non *p* populazio-proportzioa den eta *n* lagin-tamainaa:

::\mu_{\hat{p}}=E[\hat{p}]=p
::\sigma_{\hat{p}}=var[\hat{p}]=\sqrt{\frac{p(1-p)}{n}}

Gainera, lagin-tamainaa handia denean (oro har, *n>30*) lagin-proportzioa banaketa normalaren bitartez hurbil daiteke eta orduan konfiantza-tartea gutxi gorabehera zehatza era daiteke. Lagin-tamainaa txikia denean, konfiantza-tartea eratzeko lagin-proportzioaren jatorriko banaketa den banaketa binomiala har daiteke oinarritzat, Clopper-Pearson tartea eratzeko ondoren. Beste soluzio bat, tarte zabalagoak (baina bide batez, zuhurragoak ere bai) ematen dituen arren, Txebixeven desberdintza erabiltzea da, arestiko itxaropena eta desbideratzeak erabiliz:

::P[|\hat{p}-p|

Konfiantza maila modu zuhur batez finkatzearren, *p* proportzio ezjakintasunean, \scriptstyle 1-\frac{p(1-p)}{nk^2} adierazpenak balio minimoa hartzen duela pentsatu behar da: hori \scriptstyle p(1-p)=1/4 adierazpenaren gehienezko balioa betetzen denean gertatzen da, kontuan hartuz p probabilitatea 0 eta 1 balioen artean egon behar dela. Beraz,

::P[|\hat{p}-p|

Hortik, konfiantza-tarte hau eratzen da:

::\hat{p} \pm \epsilon, non konfiantza 1-\frac{1}{4n \epsilon^2} den.

Ondorengo taulan, lagin-tamaina zenbaitetarako (lagin-tamainaa 30 edo handiagoa denean, hurbilketa normala erabil daiteke) eta gutxieneko ohiko konfiantza-mailetarako sortuko liratekeen tarteak azaltzen dira, aurreko formulatik abiatuta:

::

Ikusten denez, Txebixeven desberdintzak oso konfiantza-tarte zabalak ematen ditu populazio-proportziorako, proportzioa [0,1] bitarteko balioak hartzen dituela kontuan hartuz. %99ko konfiantza-mailarako ezin da inongo tarterik zehaztu, kasu guztietan [0,1] mugetatik kanpo geratzen baita.

### Zenbaki handien legea 
Txebixeven desberdintza zenbaki handien lege ahula frogatzeko erabiltzen da, zeinak batezbesteko aritmetiko sinpleak populazioko batezbesteko edo itxaropen matematikotik distantzia batetik harago urruntzeko probabilitatea, laginaren tamainaa handitu ahala, zerorantz doala baieztatzen duen:

:: 
    \lim_{n\to\infty}\Pr\!\left(\,|\overline{X}_n-\mu| > \varepsilon\,\right) = 0.
  

## Txebixeven desberdintzaren doitasuna 
### k-mugako banaketak 
Txebixeven desberdintzak ezartzen duen probabilitate-muga hobezina dela esan daiteke, probabilitate-mugaren balioarekin bat datorren probabilitate-banaketa bati buruzko probabilitate zehatza existitzen delako. Txebixeven probabilitate-muga zehazki betetzen duten banaketak *k-mugako banaketak* direla esaten da. Hain zuzen, oinarrian honelakoak dira Txebixeven desberdintzaren k-mugako banaketak:

::

Arestiko probabilitate-banaketan itxaropena eta desbideratze estandarra \scriptstyle \mu=0\  eta \scriptstyle \sigma=1/k hurrenik hurren direla jakinik eta Txebixeven desberdintza aplikatuz:

::P[|X-\mu|

Probabilitate zehatza Txebixeven desberdintzaren mugaraino doi-doi heltzen da:

::P[|X|

Froga daiteke aurreko probabilitate-banakuntzetarako burutzen den edozein *y=mx+b* motako aldagai aldaketen ondorioz sortutako probabilitate-banaketa berriak ere *k* balio bererako k-mugako banaketak direla. Hortik, *x* k-mugako banaketa orori, estandartuz, hau da, *z=(x-μ)/σ* aldaketa eginez, k-mugako banaketa estandar (batezbestekoa 0 eta desbideratzea 1 dituena, alegia) bakarra dagokiola froga daiteke.

Froga daiteke, beste alde batetik ez dagoela k-mugako probabilitate-banaketa jarraiturik.

### k-bildutako banaketak 
k-bildutako banakuntzetan probabilitateak, *k* balio jakin baterako, Txebixeven desberdintzak ezarritako probabilitate-mugatik urrutien dauden banaketak dira. Adibidez, Txebixeven desberdintzak *P[80\scriptstyle P[|X-\mu|, hots, \scriptstyle P[|X-\mu| \geq k\sigma] = 0 betetzen denean.

Itxaropenetik batez besteko desbideratzea dela ezartzen duen desbideratze estandarraren definizioan oinarrituz, argi dago ez dagoela *k\scriptstyle \mu \pm \sigma baino estuagoa den tarte batean, \scriptstyle \sigma parametroak itxaropenetik batez besteko desbideratzea adierazten duelako. Hala ere, badira *ia* k-bildutako-banaketak direnak. Probabilitate-banaketa hau definitzen bada, non \scriptstyle \mu=0 eta \scriptstyle \sigma=\frac{1}{\sqrt{n}} betetzen diren:

::

::\forall 0, zeinen limitea 1 den, *n* infiniturantz joan ahala.

Beste alde batetik, k-bildutako banaketa izatetik neurri jakin batean *hurbil* dauden banaketak ere gara daitezke, baina oro har funtzio konplexuak dira, batere balio praktikorik ez dutenak.

## Erreferentziak 
## Kanpo estekak