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Die symmetrische Binomialverteilung (p=q) kann für große $N$ durch die Gaus'sche Normalverteilung näherungsweise beschrieben werden. Für große $N$ hat die Binomialverteilung ein ausgeprägtes Maximum für $n_1=\tilde{n}_1$ und fällt mit zunehmender Entfernung vom Maximum nach beiden Seiten ab. In der Nähe des Maximums gilt außerdem, dass $|P(n_1+1)-P(n_1)|<<P(n_1)$ ist, wir können daher annehmen, dass die Verteilung für große $N$ annähernd eine kontinuierliche Funktion ist. Das Maximum wird dann durch den Punkt charakterisiert, bei dem die Ableitung der Funktion $W(n_1)$ ''mit der kontinuierlichen Variablen'' $n_1$ Null ist.
\begin{equation}
\frac{d W}{dn_1}=0 \hspace{2cm} bzw. \hspace{2cm} \frac{d \ln(W)}{dn_1}=0
\end{equation}
Wir entwickeln nun diese Funktion um ihr Maximum $n_1=\tilde{n}_1+\eta$. Weil die Funktion $\ln(W)$ mit $n_1$ aber viel langsamer wächst und daher die Taylorreichenentwicklung schneller konvergiert, betrachten wir diese Funktion. 
\begin{align}
\ln W(\eta) = \underbrace{W(\tilde{n}_1)}_{\ln \tilde{W}} + \underbrace{ \frac{d \ln W(\tilde{n}_1)}{dn_1}}_{:=B_1=0} \hspace{0.1cm} \eta + \frac{1}{2} \underbrace{\frac{d^2 \ln W(\tilde{n}_1)}{dn_1^2}}_{:=B_2 \leq 0} \hspace{0.1cm} \eta^2 +\dots
\end{align}
Vernachlässigen wir Terme dritter und höherer Ordnung erhalten wir

\begin{align}
W(\eta) \approx \tilde{W} e^{- \frac{1}{2} |B_2| \eta^2 }
\end{align}
In den nächsten Schritten bestimmen wir die Konstanten $B_1,B_2$. Wir wissen bereits, dass laut Voraussetzung die einfache Ableitung von $\ln W$ Null sein muss. Wir können aber trotzdem einiges lernen indem wir die Ableitung ausführen. Dazu setzen wir für $W(n_1)$ die Binomialverteilung ein
\begin{align}
\ln W(n_1) =  \ln N! - \ln n! - \ln(N-n)! + n_1 \ln p + (N-n_1) \ln q
\end{align}
In der [[Statistische Mechanik|statistischen Mechanik]] wird man oft Ausdrücken wie $\ln N!$ begegnen. Man schreibt Ausdrücke dieser Art erst als Summe und approximiert diese dann durch ein Integral, somit erhält man die [[Stirling-Formel|Stirling Näherung]]

:<math>\ln(N!)=\sum_{n=1}^{N}\ln(n)\approx\int_{1}^{N}\ln(x)\,\mathrm{d}x=\left[x\ln(x)-x\right]_{1}^{N}=N\ln(N)-N+1\approx N\ln(N)-N</math>

und damit gilt für die Ableitung
:<math>\frac{d \ln(N!)}{dN} \approx \ln(N)</math>
Wir benutzen dieses Ergebnis und bilden die Ableitung der Wahrscheinlichkeitsverteilung, dann setzen wir diese Null.
\begin{align}
\frac{d \ln W(n_1)}{dn_1}&=   - \ln n_1 + \ln(N-n_1) + \ln p -  \ln q \\
&= \ln \left( \frac{(N- \tilde{n}_1 )p}{\tilde{n}_1 q} \right)=0 \\
(N- \tilde{n}_1 )p &= \tilde{n}_1 q\\
N p &= \tilde{n}_1(p+ q)\\
\end{align}
Wir sehen mit dem Ergebnis
\begin{align}
\tilde{n}_1 &= Np,\\
\end{align}
dass der [[Mittelwertbildung beim Random Walk Problem|Mittelwert]] der Verteilung dem Maximum der Verteilung entspricht.<br\><br\>

Die Zweite Ableitung liefert die Konstatne $B_2$
\begin{align}
\frac{d^2 \ln W(n_1)}{dn_1^2}&= \frac{d}{dn_1} - \ln n_1 + \ln(N-n_1) + \ln p -  \ln q \\
 &= - \frac{1}{N-\tilde{n}_1} - \frac{1}{\tilde{n}_1}\\
\end{align}
Setzen wir nun für $\tilde{n}_1$ den Erwartungswert $Np$ ein 
\begin{align}
B_2 &= \frac{d^2 \ln W(n_1)}{dn_1^2} = - \frac{1}{N-Np} - \frac{1}{Np}\\
&= -\frac{1}{N} \left( \frac{1}{1-p}+ \frac{1}{p} \right)=-\frac{1}{N} \left( \frac{p+q}{pq} \right)
\end{align}
also gilt für $p=q=1/2$
\begin{align}
B_2 &= -\frac{1}{Npq} 
\end{align}
$Npq$ ist genau die [[Varianz beim Random Walk Problem|Varianz]] $\langle \Delta n \rangle ^2 = \sigma^2$ der Binomialverteilung. Wir können die Wahrscheinlichkeitsverteilung nun näherungsweise durch ein Integral ersetzen. Die Summe der Wahrscheinlichkeiten über alle $n_1$ muss auf eins normiert sein.

\begin{align}
\sum_{n_1} W(\eta) \approx\int_{- \infty}^{\infty} W(\eta) \,\mathrm{d}\eta = 1
\end{align}
Mit dieser Bedignung bestimmen wir den Vorfaktor $\tilde{W}$
\begin{align}
\int_{- \infty}^{\infty} W(\eta) \,\mathrm{d}\eta =\int_{- \infty}^{\infty} \tilde{W} e^{- \frac{1}{2} |B_2| \eta^2 } \,\mathrm{d}\eta = \int_{- \infty}^{\infty} \tilde{W} e^{- \left( \frac{(n_1-\tilde{n}_1)^2}{2Npq} \right) } \,\mathrm{d}n_1 = 1
\end{align}
Lösen des [[Gaußsche Integral|Gauß'schen Integrals]] liefert
\begin{align}
 \tilde{W}\sqrt{\pi 2 Npq} =\tilde{W} \sqrt{2 \pi} \sigma = 1
\end{align}
umfomren ergibt
\begin{align}
\tilde{W}=\frac{1}{\sqrt{2 \pi Npq}} =\frac{1}{ \sqrt{2 \pi} \sigma}
\end{align}
Mit der [[Varianz beim Random Walk Problem|Standardabweichung]] $\sigma$ erhalten wir so die Wahrscheinlichkeitsverteilung für große $N$, welche durch Variablentransformation in die [[Gauß'sche Wahrscheinlichkeitsverteilung]] transformiert werden kann.
\begin{align}
W(n_1) \,\mathrm{d}n_1 =\frac{1}{ \sqrt{2 \pi} \sigma}  e^{- \left( \frac{(n_1-\tilde{n}_1)^2}{2 \sigma^2} \right) } \,\mathrm{d}n_1
\end{align}