Quadratische Ergänzung
Beweis
Wir wollen zeigen, dass gilt:
p(μ|x)∝exp(−12(1σ2n∑i=1(xi−μ)2+1σ20(μ−μ0)2))∝exp(1˜σ2(μ−˜μ)2)
mit ˜σ2=(nσ2+1σ20)−1 und ˜μ=˜σ2⋅(∑ni=1xiσ2+μ0σ20)
Wir benutzten dafür quadratische Ergänzung: Zuerst quadrieren wir die beiden Klammern in der Exponentialfunktion aus. Dann addieren wir eine Konstante so, dass wir wieder auf eine quadratische Form kommen.
Zwischenrechnung
Wir benutzen die Abkürzungen x∙=∑ni=1xi, x2∙=∑ni=1(x2i) für eine Zwischenrechnung:
n∑i=1(xi−μ)2=n∑i=1(x2i−2xiμ+μ2)=x2∙−2μx∙+nμ2
(μ−μ0)2=(μ2−2μμ0+μ20)
1σ2(x2∙−2μx∙+nμ2)+1σ20(μ2−2μμ0+μ20)=(nσ2+1σ20)μ2−2μ(x∙σ2+μ0σ20)+c1
Dabei ist c1 eine nicht von μ abhängige Konstante, die uns nicht weiter interessiert. Mit den Abkürzungen τ=nσ2+1σ20 und m=x∙σ2+μ0σ20 gilt
Quadratische Ergänzung
τμ2−2mμ+m2τ=τ(μ−mτ)2
zusammengenommen also mit c2=m2τ (ebenfalls eine von μ unbhängige Konstante):
1σ2n∑i=1(xi−μ)2+1σ20(μ−μ0)2=τμ2−2mμ+c1+(c2−c2)=τ(μ−mτ)2+c1−c2
Zusammenfassung
Da c1 und c2 nicht von μ abhängen, gilt also
exp(1σ2n∑i=1(xi−μ)2+1σ20(μ−μ0)2)∝exp(τ(μ−mτ)2)
Das ist der Kern einer Normalverteilungsdichte mit Erwartungswert ˜μ=mτ=x∙σ2+μ0σ201σ2+1σ20 und Varianz ˜σ2=1τ=(nσ2+1σ20)−1.