中心极限定理（CLT）是概率论中描述随机变量之和的极限行为的一类结论。其经典形式指出，独立同分布且具有有限、非零方差的随机变量之和，经过适当的中心化和尺度变换后，会收敛于正态分布。原始变量本身不必服从正态分布。这一结论解释了为什么在分析随机量的总和时会出现高斯近似。(ocw.mit.edu)
经典表述
设 (X_1,X_2,\ldots) 是同分布的随机变量，彼此满足统计独立性，其期望值为 (\mu)，方差为 (\sigma^2)，其中 (0<\sigma^2<\infty)。定义总和 (S_n=\sum_{i=1}^{n}X_i) 和样本均值 (\bar X_n=S_n/n)。则
[ Z_n=\frac{S_n-n\mu}{\sigma\sqrt n} =\frac{\sqrt n(\bar X_n-\mu)}{\sigma} \xrightarrow{d}N(0,1). ]
这里，(\xrightarrow{d}) 表示依分布收敛。等价地，对任意实数 (z)，都有
[ \lim_{n\to\infty}P(Z_n\le z)=\Phi(z), ]
其中，(\Phi) 是标准正态分布的累积分布函数。(S_n) 的标准差为 (\sigma\sqrt n)，而 (\bar X_n) 的标准误为 (\sigma/\sqrt n)。中心化消除了均值的影响，尺度变换则使偏差以可比较的单位表示。(stat.berkeley.edu)
当 (n) 较大时，由此可采用以下近似：
[ S_n\approx N(n\mu,n\sigma^2), \qquad \bar X_n\approx N(\mu,\sigma^2/n), ]
其中第二个参数表示方差。这些只是分布上的近似，并不意味着有限个随机变量之和严格服从高斯分布。(ocw.mit.edu)
解读与示例
该定理讨论的是汇总量的概率分布，而非单个观测值的分布。重复抽样会形成样本均值的分布；即使原始观测值是离散的或其分布不对称，样本均值的分布经标准化后，其形状也会趋近于正态曲线。增大样本量并不会使观测值本身变得服从正态分布。(stat.berkeley.edu)
一个基本例子是服从伯努利分布的随机变量，它们分别以概率 (p) 和 (1-p) 取值 (1) 和 (0)。这些变量之和服从二项分布，且对于固定的 (0<p<1)，有
[ \frac{S_n-np}{\sqrt{np(1-p)}}\xrightarrow{d}N(0,1). ]
由此可得到二项分布概率的正态近似。在样本量有限时，近似的准确程度既取决于样本量，也取决于原始的成功概率。对于取整数值的总和，连续性校正可以补偿离散概率质量与连续曲线下面积之间的差异。(stat.berkeley.edu)
中心极限定理与大数定律不同。后者描述样本均值趋近于 (\mu) 的现象；中心极限定理则描述其在 (n^{-1/2}) 尺度上的波动分布。因此，均值可以越来越集中，同时其标准化后的波动仍具有非退化的极限分布。(ocw.mit.edu)
证明原理
一种标准的数学证明使用特征函数 (\varphi_Y(t)=E[e^{itY}])。对于 (Y=(X-\mu)/\sigma)，二阶矩有限意味着
[ \varphi_Y(t)=1-\frac{t^2}{2}+o(t^2) \quad\text{当 }t\to0\text{ 时}. ]
独立性使随机变量之和的特征函数可以写成各变量特征函数的乘积。因此，
[ \varphi_{Z_n}(t) =\left[\varphi_Y(t/\sqrt n)\right]^n \longrightarrow e^{-t^2/2}. ]
极限表达式是 (N(0,1)) 的特征函数；特征函数的连续性定理由此确立了依分布收敛。这个论证说明了为什么由方差决定的二次项支配着高斯极限。(math.mit.edu)
另一种方法是依次将各加项替换为均值和方差与之相同的高斯变量。在适当的矩条件下，通过对累积替换误差进行估计，既可以得到收敛结论，也可以得到定量的近似结果。(tropp.caltech.edu)
推广
同分布是充分条件，但并非必要条件。林德伯格–费勒定理适用于每一行内的变量相互独立的三角阵列。对于经过中心化的变量 (X_{n,k})，令 (s_n^2=\sum_kE[X_{n,k}^2]>0)。使 (\sum_kX_{n,k}/s_n) 趋近于 (N(0,1)) 的一个充分条件是：对任意 (\varepsilon>0)，都有
[ \frac{1}{s_n^2}\sum_k E!\left[X_{n,k}^2 \mathbf1_{{|X_{n,k}|>\varepsilon s_n}}\right] \longrightarrow0. ]
这一林德伯格条件保证，相对于总标准差而言数值很大的加项，对总方差的贡献可以忽略不计。它允许各变量具有不同的分布，同时控制异常大的贡献。(stat.berkeley.edu)
准确性与局限
经典定理给出的是极限，而不是一个在所有情况下都足够大的有限样本量。在额外假设 (\rho=E|X_1-\mu|^3<\infty) 下，贝里–埃塞恩定理给出
[ \sup_z|P(Z_n\le z)-\Phi(z)| \le \frac{C\rho}{\sigma^3\sqrt n}, ]
其中 (C) 是一个绝对常数。因此，有限的三阶绝对矩能够提供定量的误差界。误差界的大小取决于分布，而不只是 (n)。(ocw.mit.edu)
不过，对于罕见的尾部事件，即使绝对误差很小，相对误差也可能很大。因此，分布中心附近的高斯近似，并不能自动保证对极端事件概率的估计也同样准确。(stat.berkeley.edu)
方差有限也是一个实质性假设。柯西分布的期望值不存在，并且具有稳定性：相互独立的柯西变量之和仍服从柯西分布。特别是，相互独立的标准柯西变量的均值仍服从标准柯西分布，而不会趋近于高斯分布。对于存在依赖关系的情形，同样需要另行提出条件：不能直接将适用于独立加项的经典定理用于相关的观测值。(tropp.caltech.edu)