样本方差计算公式里分母为
的目的是为了让方差的估计是无偏的。无偏的估计(unbiased
estimator)比有偏估计(biased estimator)更好是符合直觉的,尽管有的统计学家认为让mean square error即MSE最小才更有意义,这个问题我们不在这里探讨;不符合直觉的是,为什么分母必须得是
而不是
才能使得该估计无偏。我相信这是题主真正困惑的地方。
要回答这个问题,偷懒的办法是让困惑的题主去看下面这个等式的数学证明:
.
但是这个答案显然不够直观(教材里面统计学家像变魔法似的不知怎么就得到了上面这个等式)。
下面我将提供一个略微更友善一点的解释。
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===================== 答案的分割线 ===================================
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首先,我们假定随机变量
的数学期望
是已知的,然而方差
未知。在这个条件下,根据方差的定义我们有
![\mathbb{E}\Big[\big(X_i -\mu\big)^2 \Big]=\sigma^2, \quad\forall i=1,\ldots,n,](http://zhihu.com/equation?tex=%5Cmathbb%7BE%7D%5CBig%5B%5Cbig%28X_i+-%5Cmu%5Cbig%29%5E2+%5CBig%5D%3D%5Csigma%5E2%2C+%5Cquad%5Cforall+i%3D1%2C%5Cldots%2Cn%2C)
由此可得
.
因此
是方差
的一个无偏估计,注意式中的分母不偏不倚正好是
!
这个结果符合直觉,并且在数学上也是显而易见的。
现在,我们考虑随机变量
的数学期望
是未知的情形。这时,我们会倾向于无脑直接用样本均值
替换掉上面式子中的
。这样做有什么后果呢?后果就是,
如果直接使用
作为估计,那么你会倾向于低估方差!
这是因为:
![\begin{eqnarray}\frac{1}{n}\sum_{i=1}^n(X_i-\bar{X})^2 &=&\frac{1}{n}\sum_{i=1}^n\Big[(X_i-\mu) + (\mu -\bar{X}) \Big]^2\\&=&\frac{1}{n}\sum_{i=1}^n(X_i-\mu)^2 +\frac{2}{n}\sum_{i=1}^n(X_i-\mu)(\mu -\bar{X})+\frac{1}{n}\sum_{i=1}^n(\mu -\bar{X})^2 \\&=&\frac{1}{n}\sum_{i=1}^n(X_i-\mu)^2 +2(\bar{X}-\mu)(\mu -\bar{X})+(\mu -\bar{X})^2 \\&=&\frac{1}{n}\sum_{i=1}^n(X_i-\mu)^2 -(\mu -\bar{X})^2 \end{eqnarray}](http://zhihu.com/equation?tex=%5Cbegin%7Beqnarray%7D%0A%5Cfrac%7B1%7D%7Bn%7D%5Csum_%7Bi%3D1%7D%5En%28X_i-%5Cbar%7BX%7D%29%5E2+%26%3D%26%0A%5Cfrac%7B1%7D%7Bn%7D%5Csum_%7Bi%3D1%7D%5En%5CBig%5B%28X_i-%5Cmu%29+%2B+%28%5Cmu+-%5Cbar%7BX%7D%29+%5CBig%5D%5E2%5C%5C%0A%26%3D%26%0A%5Cfrac%7B1%7D%7Bn%7D%5Csum_%7Bi%3D1%7D%5En%28X_i-%5Cmu%29%5E2+%0A%2B%5Cfrac%7B2%7D%7Bn%7D%5Csum_%7Bi%3D1%7D%5En%28X_i-%5Cmu%29%28%5Cmu+-%5Cbar%7BX%7D%29%0A%2B%5Cfrac%7B1%7D%7Bn%7D%5Csum_%7Bi%3D1%7D%5En%28%5Cmu+-%5Cbar%7BX%7D%29%5E2+%5C%5C%0A%26%3D%26%0A%5Cfrac%7B1%7D%7Bn%7D%5Csum_%7Bi%3D1%7D%5En%28X_i-%5Cmu%29%5E2+%0A%2B2%28%5Cbar%7BX%7D-%5Cmu%29%28%5Cmu+-%5Cbar%7BX%7D%29%0A%2B%28%5Cmu+-%5Cbar%7BX%7D%29%5E2+%5C%5C%0A%26%3D%26%5Cfrac%7B1%7D%7Bn%7D%5Csum_%7Bi%3D1%7D%5En%28X_i-%5Cmu%29%5E2+%0A-%28%5Cmu+-%5Cbar%7BX%7D%29%5E2+%0A%5Cend%7Beqnarray%7D)
换言之,除非正好
,否则我们一定有
,
而不等式右边的那位才是的对方差的“正确”估计!
这个不等式说明了,为什么直接使用
会导致对方差的低估。
那么,在不知道随机变量真实数学期望的前提下,如何“正确”的估计方差呢?答案是把上式中的分母
换成
,通过这种方法把原来的偏小的估计“放大”一点点,我们就能获得对方差的正确估计了:
![\mathbb{E}\Big[\frac{1}{n-1} \sum_{i=1}^n\Big(X_i -\bar{X}\Big)^2\Big]=\mathbb{E}\Big[\frac{1}{n} \sum_{i=1}^n\Big(X_i -\mu\Big)^2 \Big]=\sigma^2.](http://zhihu.com/equation?tex=%5Cmathbb%7BE%7D%5CBig%5B%5Cfrac%7B1%7D%7Bn-1%7D+%5Csum_%7Bi%3D1%7D%5En%5CBig%28X_i+-%5Cbar%7BX%7D%5CBig%29%5E2%5CBig%5D%3D%5Cmathbb%7BE%7D%5CBig%5B%5Cfrac%7B1%7D%7Bn%7D+%5Csum_%7Bi%3D1%7D%5En%5CBig%28X_i+-%5Cmu%5CBig%29%5E2+%5CBig%5D%3D%5Csigma%5E2.)



要回答这个问题,偷懒的办法是让困惑的题主去看下面这个等式的数学证明:
但是这个答案显然不够直观(教材里面统计学家像变魔法似的不知怎么就得到了上面这个等式)。
下面我将提供一个略微更友善一点的解释。
==================================================================
===================== 答案的分割线 ===================================
==================================================================
首先,我们假定随机变量



由此可得
因此


这个结果符合直觉,并且在数学上也是显而易见的。
现在,我们考虑随机变量




如果直接使用
这是因为:
换言之,除非正好

而不等式右边的那位才是的对方差的“正确”估计!
这个不等式说明了,为什么直接使用
那么,在不知道随机变量真实数学期望的前提下,如何“正确”的估计方差呢?答案是把上式中的分母


至于为什么分母是而不是
或者别的什么数,最好还是去看真正的数学证明,因为数学证明的根本目的就是告诉人们“为什么”;暂时我没有办法给出更“初等”的解释了。
下面是另一个人的证明推导:
本來,按照定義,方差的
estimator 應該是這個:
但,這個
estimator 有 bias,因為:
而 (n-1)/n * σ² != σ²
,所以,為了避免使用有 bias 的 estimator,我們通常使用它的修正值 S²: