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【期待値マスター講座11】 秘密兵器"線形性"を手を動かして確かめる (例題付き)
この記事では、期待値の線形性の正確なステートメントと、その証明を見ます。
証明の中で独立性をどこにも使っていないことを確認し、「線形性に独立性は要らない」という事実の根拠を腑に落とします。
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シリーズ全体の流れを先に見たい方は、まず 期待値マスター講座の導入記事 からどうぞ。全56回の構成と読み進め方をまとめています。
https://note.com/goukalize/n/n9de4e3c6c4fb
正確なステートメント
定理(期待値の線形性):有限個の値をとる確率変数 $${X_1, X_2, \ldots, X_n}$$ と実数 $${a_1, a_2, \ldots, a_n}$$ について
$$
E\Bigl(\sum_{k=1}^{n} a_k X_k\Bigr) = \sum_{k=1}^{n} a_k E(X_k)
$$
が成り立ちます。
前回の記事では、 $${a_k = 1}$$ の場合(単純な和の期待値)を使いました。一般には係数つきでも成り立ち、線形写像としての構造を持ちます。
ステートメント自体はごく自然に見えますが、証明には少し手間がかかります。まず $${n=2}$$ の場合を示し、その後 $${n}$$ について帰納法で一般化する、という二段構成で進めます。
$${n=2}$$ の場合の証明
$${X_1, X_2}$$ をそれぞれ値 $${u_1, \ldots, u_m}$$、 $${v_1, \ldots, v_l}$$ をとる確率変数とします。同時分布を
$$
q_{ij} = P(X_1 = u_i,\ X_2 = v_j)\quad (1\le i\le m,\ 1\le j\le l)
$$
とおきます。
ここで、 $${X_1 = u_i}$$ となる確率は
$$
P(X_1 = u_i) = \sum_{j=1}^{l} q_{ij}
$$
です。これは「 $${X_1 = u_i}$$ である全パターンを、 $${X_2}$$ の値で場合分けして足し上げる」という、当たり前の関係です。同様に $${P(X_2 = v_j) = \sum_i q_{ij}}$$。
$${a_1 X_1 + a_2 X_2}$$ の期待値を定義通りに計算します。
$$
\begin{aligned}
E(a_1 X_1 + a_2 X_2)
&= \sum_{i,j} (a_1 u_i + a_2 v_j) \cdot q_{ij} \\
&= a_1 \sum_{i,j} u_i q_{ij} + a_2 \sum_{i,j} v_j q_{ij} \\
&= a_1 \sum_{i} u_i \Bigl(\sum_j q_{ij}\Bigr) + a_2 \sum_{j} v_j \Bigl(\sum_i q_{ij}\Bigr) \\
&= a_1 \sum_{i} u_i P(X_1 = u_i) + a_2 \sum_{j} v_j P(X_2 = v_j) \\
&= a_1 E(X_1) + a_2 E(X_2).
\end{aligned}
$$
これで $${n=2}$$ の場合が示せました。
どこで独立性を使ったか──使っていない
証明をもう一度たどってください。中で使った道具は次の2つだけです。
- 期待値の定義(値かける確率の総和)
- 周辺分布の関係 $${P(X_1 = u_i) = \sum_j q_{ij}}$$ と $${P(X_2 = v_j) = \sum_i q_{ij}}$$
両方とも、 $${X_1}$$ と $${X_2}$$ の同時分布 $${q_{ij}}$$ がどんな形でも成り立ちます。 独立性の式 $${q_{ij} = P(X_1=u_i)P(X_2=v_j)}$$ はどこにも使っていません 。
つまり、 $${X_1}$$ と $${X_2}$$ が独立であっても、強く従属していても、 $${E(X_1+X_2) = E(X_1)+E(X_2)}$$ は必ず成立します。これが第I部以来くり返し強調している「線形性に独立性は不要」の正体です。
$${n\ge 3}$$ への拡張
$${n=2}$$ の場合が示せたら、 $${n\ge 3}$$ は帰納法ですぐに導けます。 $${Y = \sum_{k=1}^{n-1} a_k X_k}$$ とおくと
$$
E\Bigl(\sum_{k=1}^{n} a_k X_k\Bigr) = E(Y + a_n X_n) = E(Y) + a_n E(X_n)
$$
と $${n=2}$$ の場合に帰着します。 $${E(Y)}$$ には帰納法の仮定が使えて
$$
E(Y) = \sum_{k=1}^{n-1} a_k E(X_k)
$$
となります。合わせれば
$$
E\Bigl(\sum_{k=1}^{n} a_k X_k\Bigr) = \sum_{k=1}^{n} a_k E(X_k)
$$
を得ます。
例題:定数倍と定数の足し算
確率変数 $${X}$$ の期待値が $${E(X) = 5}$$ であるとき、 $${E(3X + 7)}$$ を求めよ。
定数 $${c}$$ を「確率1で値 $${c}$$ をとる確率変数」と見れば $${E(c) = c}$$。線形性から
$$
E(3X + 7) = 3 E(X) + E(7) = 3\cdot 5 + 7 = 22.
$$
「期待値の式の中の定数や係数は、外に出せる」というのが線形性の使い方の基本動作です。
補足:「定数も確率変数」と見る
上の例題で、定数 $${7}$$ を確率変数として扱いました。これは厳密には「すべての結果 $${\omega}$$ に対して $${X(\omega) = 7}$$ となる定数関数」を考えていて、 $${E(X) = 7\cdot P(\Omega) = 7\cdot 1 = 7}$$ となります。
このような 定数の確率変数 は、線形性の議論で便利な道具です。「定数項を含む式」も普通に処理できます。
定理を書くときには「実数 $${a_1, \ldots, a_n}$$ と確率変数 $${X_1, \ldots, X_n}$$」と分けて書きますが、現場では「 $${X_1 + 7}$$ のような式の期待値」も同じノリで $${E(X_1) + 7}$$ になります。
練習問題
確率変数 $${X, Y}$$ について $${E(X) = 2}$$、 $${E(Y) = -3}$$ が分かっているとき、 $${E(4X - 5Y + 1)}$$ を求めよ。 $${X}$$ と $${Y}$$ が独立かどうかは聞かれていないが、答えは何によらず定まることを確認せよ。
線形性から
$$
E(4X - 5Y + 1) = 4 E(X) - 5 E(Y) + 1 = 4\cdot 2 - 5\cdot (-3) + 1 = 8 + 15 + 1 = 24.
$$
途中で、 $${X}$$ と $${Y}$$ が独立かどうかは一度も使っていません。 独立だろうが従属だろうが、 $${E(X)}$$ と $${E(Y)}$$ の値さえ分かれば、和の期待値は決まる 。これが線形性の手軽さです。
仮に問題文が「 $${X = Y}$$(強い従属関係)」だったとしても答えは同じ24です。 $${Y = X^2}$$ のような特殊な依存関係でも、 $${E(X) = 2}$$ と $${E(Y) = -3}$$ が事実なら、 $${E(4X - 5Y + 1) = 24}$$ は変わりません( $${Y = X^2 \ge 0}$$ で $${E(Y) = -3}$$ は実際には起こりませんが、論理的にはそう書けます)。
次に読む記事
次回は、線形性が実際に威力を発揮する典型題として、「1から $${n}$$ までのカードを並べたとき、 $${1}$$ と $${n}$$ の間にあるカードの枚数の期待値」を扱います。指示関数を使った分解の最初の手応えのある例です。
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