本稿では、期待値の基本性質を証明しています。定数関数の期待値、線形性、有界性、加法性、確率変数が互いに独立なとき、積の期待値が期待値の積になること、正の値のみ取る場合の期待値が分布関数を用いて表現できることが含まれます。
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【定理】期待値の基本性質
【定理】
期待値の基本性質
Basic Properties of Expected Value
確率変数 \begin{gather} \boldsymbol{X}= \left\{X_1,X_2, \cdots ,X_n\right\} \end{gather} の期待値について、 \begin{gather} a \quad b \quad c \end{gather} を定数として、以下の式が成り立つ。
(i)定数関数の期待値 \begin{align} E \left(c\right)=c \end{align}
(ii)線形性 \begin{align} E \left(aX+b\right)=aE \left(X\right)+b \end{align}
(iii)有界性 \begin{gather} P \left(a \le X\right)=1\Rightarrow a \le E \left(X\right)\\ P \left(X \le b\right)=1\Rightarrow E \left(X\right) \le b \end{gather}
(iv)加法性 \begin{align} E \left(a_1X_1+a_2X_2+ \cdots +a_nX_n+b\right)=a_1E \left(X_1\right)+ \cdots +a_nE \left(X_n\right)+b \end{align} 和の記号を用いて表現すると、 \begin{align} E \left(\sum_{i=1}^{n}{a_iX_i}+b\right)= \left\{\sum_{i=1}^{n}{a_iE \left(X_i\right)}\right\}+b \end{align}
(v)確率変数が互いに独立なときの積の期待値
確率変数が互いに独立ならば、
\begin{align}
E \left(X_1X_2 \cdots X_n\right)=E \left(X_1\right) \cdot E \left(X_2\right) \cdots E \left(X_n\right)
\end{align}
積の記号を用いて表現すると、
\begin{align}
E \left(\prod_{i=1}^{n}X_i\right)=\prod_{i=1}^{n}E \left(X_i\right)
\end{align}
(vi)正の値のみ取る場合の期待値
確率変数 $X$ が離散型の場合は、正の整数値のみ、連続型の場合は、正の値のみを取るとき
\begin{align}
E \left(X\right)= \left\{\begin{matrix}\sum_{x=0}^{\infty} \left\{1-F \left(x\right)\right\}dx&\mathrm{Discrete}\\\int_{0}^{\infty} \left\{1-F \left(x\right)\right\}dx&\mathrm{Continuous}\\\end{matrix}\right.
\end{align}
記号の定義
確率関数 $X$ の確率関数、または確率密度関数を \begin{align} f \left(x\right) \end{align} $n$ 次元確率変数 $\boldsymbol{X}= \left\{X_1,X_2, \cdots ,X_n\right\}$ の同時確率関数または、同時確率密度関数を \begin{align} f \left(x_1,x_2, \cdots ,x_n\right) \end{align} 確率変数 $X_i$ の周辺確率関数、または、周辺確率密度関数を \begin{align} f \left(x_i\right) \end{align} とする。
証明:定数関数の期待値
(i-a)離散型の場合 \begin{align} E \left(c\right)&=\sum_{x=-\infty}^{\infty}{c \cdot f \left(x\right)}\\ &=c\sum_{x=-\infty}^{\infty}f \left(x\right) \end{align} 確率関数の性質 $\sum_{-\infty}^{\infty}f \left(x\right)=1$ より、 \begin{align} E \left(c\right)=c \end{align}
(ii-b)連続型の場合 \begin{align} E \left(c\right)&=\int_{-\infty}^{\infty}{c \cdot f \left(x\right)dx}\\ &=c\int_{-\infty}^{\infty}f \left(x\right)dx \end{align} 確率密度関数の性質 $\int_{-\infty}^{\infty}f \left(x\right)dx=1$ より、 \begin{align} E \left(c\right)=c \end{align} $\blacksquare$
証明:線形性
(ii-a)離散型の場合 \begin{align} E \left(aX+b\right)&=\sum_{x=-\infty}^{\infty}{ \left(ax+b\right) \cdot f \left(x\right)}\\ &=\sum_{x=-\infty}^{\infty} \left\{ax \cdot f \left(x\right)+bf \left(x\right)\right\}\\ &=a\sum_{x=-\infty}^{\infty}{x \cdot f \left(x\right)}+b\sum_{x=-\infty}^{\infty}f \left(x\right) \end{align} 期待値の定義式 $E \left(X\right)=\sum_{-\infty}^{\infty}{x \cdot f \left(x\right)}$ と確率関数の性質 $\sum_{-\infty}^{\infty}f \left(x\right)=1$ より、 \begin{align} E \left(aX+b\right)=aE \left(X\right)+b \end{align}
(ii-b)連続型の場合 \begin{align} E \left(aX+b\right)&=\int_{-\infty}^{\infty}{ \left(ax+b\right) \cdot f \left(x\right)dx}\\ &=\int_{-\infty}^{\infty} \left\{ax \cdot f \left(x\right)+b \cdot f \left(x\right)\right\}dx\\ &=a\int_{-\infty}^{\infty}{x \cdot f \left(x\right)dx}+b\int_{-\infty}^{\infty}f \left(x\right)dx \end{align} 期待値の定義式 $E \left(X\right)=\int_{-\infty}^{\infty}{x \cdot f \left(x\right)}$ と確率密度関数の性質 $\int_{-\infty}^{\infty}f \left(x\right)=1$ より、 \begin{align} E \left(aX+b\right)=aE \left(X\right)+b \end{align} $\blacksquare$
証明:有界性
(iii-a)離散型の場合 \begin{align} E \left(X\right)=\sum_{-\infty}^{\infty}{x \cdot f \left(x\right)}&=\sum_{a}^{\infty}{x \cdot f \left(x\right)}\\ & \geq \sum_{a}^{\infty}{a \cdot f \left(x\right)}=aP \left(a \le X\right)=a\\ \end{align} \begin{align} E \left(X\right)=\sum_{-\infty}^{\infty}{x \cdot f \left(x\right)}&=\sum_{-\infty}^{b}{x \cdot f \left(x\right)}\\ & \le \sum_{-\infty}^{b}{b \cdot f \left(x\right)}=bP \left(X \le b\right)=b\\ \end{align}
(iii-b)連続型の場合 \begin{align} E \left(X\right)=\int_{-\infty}^{\infty}{x \cdot f \left(x\right)dx}&=\int_{a}^{\infty}{x \cdot f \left(x\right)dx}\\ & \geq \int_{a}^{\infty}{a \cdot f \left(x\right)dx}=aP \left(a \le X\right)=a\\ \end{align} \begin{align} E \left(X\right)=\int_{-\infty}^{\infty}{x \cdot f \left(x\right)dx}&=\int_{-\infty}^{b}{x \cdot f \left(x\right)dx}\\ & \le \int_{-\infty}^{b}{b \cdot f \left(x\right)dx}=bP \left(X \le b\right)=b\\ \end{align} $\blacksquare$
証明:加法性
(iv-a)離散型の場合 \begin{align} E \left(a_1X_1+ \cdots +a_nX_n+b\right)&=\sum_{-\infty}^{\infty}{ \cdots \sum_{-\infty}^{\infty}{ \left(a_1x_1+ \cdots +a_nx_n+b\right) \cdot f \left(x_1,x_2, \cdots ,x_n\right)}}\\ &=\sum_{-\infty}^{\infty}{ \cdots \sum_{-\infty}^{\infty}{a_1x_1 \cdot f \left(x_1,x_2, \cdots ,x_n\right)}}+ \cdots +\sum_{-\infty}^{\infty}{ \cdots \sum_{-\infty}^{\infty}{a_nx_n \cdot f \left(x_1,x_2, \cdots ,x_n\right)}}+\sum_{-\infty}^{\infty}{ \cdots \sum_{-\infty}^{\infty}{b \cdot f \left(x_1,x_2, \cdots ,x_n\right)}} \end{align} 多次元確率変数の期待値の定義式より、 \begin{align} E \left(a_iX_i\right)=\sum_{-\infty}^{\infty}{ \cdots \sum_{-\infty}^{\infty}{a_ix_i \cdot f \left(x_1,x_2, \cdots ,x_n\right)}} \end{align} 同時確率関数の性質より、 \begin{align} \sum_{-\infty}^{\infty}{ \cdots \sum_{-\infty}^{\infty}f \left(x_1,x_2, \cdots ,x_n\right)}=1 \end{align} したがって、 \begin{align} E \left(a_1X_1+ \cdots +a_nX_n+b\right)=a_1E \left(X_1\right)+ \cdots +a_nE \left(X_n\right)+b \end{align}
(iv-b)連続型の場合 \begin{align} E \left(a_1X_1+ \cdots +a_nX_n+b\right)&=\int_{-\infty}^{\infty}{ \cdots \int_{-\infty}^{\infty}{ \left(a_1x_1+ \cdots +a_nx_n+b\right) \cdot f \left(x_1,x_2, \cdots ,x_n\right)}d\boldsymbol{x}}\\ &=\int_{-\infty}^{\infty}{ \cdots \int_{-\infty}^{\infty}{a_1x_1 \cdot f \left(x_1,x_2, \cdots ,x_n\right)d\boldsymbol{x}}}+ \cdots +\int_{-\infty}^{\infty}{ \cdots \int_{-\infty}^{\infty}{a_nx_n \cdot f \left(x_1,x_2, \cdots ,x_n\right)d\boldsymbol{x}}}+\int_{-\infty}^{\infty}{ \cdots \int_{-\infty}^{\infty}{b \cdot f \left(x_1,x_2, \cdots ,x_n\right)d\boldsymbol{x}}} \end{align} 多次元確率変数の期待値の定義式より、 \begin{align} E \left(a_iX_i\right)=\int_{-\infty}^{\infty}{ \cdots \int_{-\infty}^{\infty}{a_ix_i \cdot f \left(x_1,x_2, \cdots ,x_n\right)d\boldsymbol{x}}} \end{align} 同時確率密度関数の性質より、 \begin{align} \int_{-\infty}^{\infty}{ \cdots \int_{-\infty}^{\infty}f \left(x_1,x_2, \cdots ,x_n\right)d\boldsymbol{x}}=1 \end{align} したがって、 \begin{align} E \left(a_1X_1+ \cdots +a_nX_n+b\right)=a_1E \left(X_1\right)+ \cdots +a_nE \left(X_n\right)+b \end{align} $\blacksquare$
証明:確率変数が互いに独立なときの積の期待値
(v-a)離散型の場合 \begin{align} E \left(X_1X_2 \cdots X_n\right)=\sum_{-\infty}^{\infty}{ \cdots \sum_{-\infty}^{\infty}{ \left(x_1x_2 \cdots x_n\right) \cdot f \left(x_1,x_2, \cdots ,x_n\right)}} \end{align} 確率変数の独立性の定義 $f \left(x_1,x_2, \cdots ,x_n\right)=f \left(x_1\right) \cdot f \left(x_2\right) \cdots f \left(x_n\right)$ より、 \begin{align} E \left(X_1X_2 \cdots X_n\right)&=\sum_{-\infty}^{\infty}{ \cdots \sum_{-\infty}^{\infty}{ \left(x_1x_2 \cdots x_n\right) \cdot f \left(x_1\right) \cdot f \left(x_2\right) \cdots f \left(x_n\right)}}\\ &= \left\{\sum_{-\infty}^{\infty}{x_1 \cdot f \left(x_1\right)}\right\} \left\{\sum_{-\infty}^{\infty}{x_2 \cdot f \left(x_2\right)}\right\} \cdots \left\{\sum_{-\infty}^{\infty}{x_n \cdot f \left(x_n\right)}\right\} \end{align} 期待値の定義式 $E \left(X\right)=\sum_{x=-\infty}^{\infty}{x \cdot f \left(x\right)}$ より、 \begin{align} E \left(X_1X_2 \cdots X_n\right)=E \left(X_1\right)E \left(X_2\right) \cdots E \left(X_n\right) \end{align}
(v-b)連続型の場合 \begin{align} E \left(X_1X_2 \cdots X_n\right)=\int_{-\infty}^{\infty}{ \cdots \int_{-\infty}^{\infty}{ \left(x_1x_2 \cdots x_n\right) \cdot f \left(x_1,x_2, \cdots ,x_n\right)d\boldsymbol{x}}} \end{align} 確率変数の独立性の定義 $f \left(x_1,x_2, \cdots ,x_n\right)=f \left(x_1\right) \cdot f \left(x_2\right) \cdots f \left(x_n\right)$ より、 \begin{align} E \left(X_1X_2 \cdots X_n\right)&=\int_{-\infty}^{\infty}{ \cdots \int_{-\infty}^{\infty}{ \left(x_1x_2 \cdots x_n\right) \cdot f \left(x_1\right) \cdot f \left(x_2\right) \cdots f \left(x_n\right)d\boldsymbol{x}}}\\ &= \left\{\int_{-\infty}^{\infty}{x_1 \cdot f \left(x_1\right)dx_1}\right\} \left\{\int_{-\infty}^{\infty}{x_2 \cdot f \left(x_2\right)dx_2}\right\} \cdots \left\{\int_{-\infty}^{\infty}{x_n \cdot f \left(x_n\right)dx_n}\right\} \end{align} 期待値の定義式 $E \left(X\right)=\sum_{x=-\infty}^{\infty}{x \cdot f \left(x\right)}$ より、 \begin{align} E \left(X_1X_2 \cdots X_n\right)=E \left(X_1\right)E \left(X_2\right) \cdots E \left(X_n\right) \end{align} $\blacksquare$
証明:正の値のみ取る場合の期待値
(vi-a)離散型の場合
期待値の定義式 $E \left(X\right)=\sum_{x=0}^{\infty}{x \cdot f \left(x\right)}$ を、$Σ$ 記号を用いずに表すと、
\begin{align}
E \left(X\right)&=0 \cdot f \left(0\right)+1 \cdot f \left(1\right)+2 \cdot f \left(2\right)+3 \cdot f \left(3\right)+4 \cdot f \left(4\right)+5 \cdot f \left(5\right)+ \cdots \\
&= \left\{f \left(1\right)+f \left(2\right)+f \left(3\right)+ \cdots \right\}+ \left\{f \left(2\right)+f \left(3\right)+f \left(4\right)+ \cdots \right\}+ \left\{f \left(3\right)+f \left(4\right)+f \left(5\right)+ \cdots \right\}
\end{align}
累積確率の定義式 $P \left(x \le X\right)=\sum_{t=x}^{\infty}f \left(t\right)$ より、
\begin{align}
E \left(X\right)&=P \left(1 \le X\right)+P \left(2 \le X\right)+P \left(3 \le X\right)+ \cdots \\
&=\sum_{x=0}^{\infty}P \left(x \le X\right)
\end{align}
(vi-b)連続型の場合
期待値の定義式 $E \left(X\right)=\int_{-\infty}^{\infty}{x \cdot f \left(x\right)dx}$ より、
\begin{align}
E \left(X\right)=\int_{0}^{\infty}{x \cdot f \left(x\right)dx}\tag{1}
\end{align}
ここで、$S=\int_{0}^{s}{x \cdot f \left(x\right)dx}$ として、部分積分法を用いると、
\begin{align}
S&= \left[x \cdot F \left(x\right)\right]_0^s-\int_{0}^{s}F \left(x\right)dx\\
&=s \cdot F \left(s\right)-\int_{0}^{s}F \left(x\right)dx\\
&=-s \left\{1-F \left(s\right)\right\}+\int_{0}^{s} \left\{1-F \left(s\right)\right\}dx\tag{2}
\end{align}
ここで、
\begin{align}
s \left\{1-F \left(s\right)\right\}=s\int_{s}^{\infty}f \left(x\right)dx \le \int_{s}^{\infty}{x \cdot f \left(x\right)dx}
\end{align}
$s\rightarrow\infty$ のときの極限を取ると、
\begin{align}
\lim_{s\rightarrow\infty}{\int_{s}^{\infty}{x \cdot f \left(x\right)dx}}=0
\end{align}
確率の公理より、$0 \le s\int_{s}^{\infty}f \left(x\right)dx$ なので、はさみうちの原理により、
\begin{align}
\lim_{s\rightarrow\infty}{s\int_{s}^{\infty}f \left(x\right)dx}=0\tag{3}
\end{align}
したがって、式 $(1) \sim \left(3\right)$ より、
\begin{align}
E \left(X\right)=\int_{0}^{\infty} \left\{1-F \left(x\right)\right\}dx
\end{align}
$\blacksquare$
参考文献
- 小寺 平治 著. 数理統計:明解演習. 共立出版, 1986, p.29-30
- 野田 一雄, 宮岡 悦良 著. 入門・演習数理統計. 共立出版, 1990, p.70-74
- 野田 一雄, 宮岡 悦良 著. 入門・演習数理統計. 共立出版, 1990, p.80 練習問題 ex.2.5.13
- 稲垣 宣生 著. 数理統計学. 裳華房, 2003, p.24 演習問題2.10
- 稲垣 宣生 著. 数理統計学. 裳華房, 2003, p.24 演習問題2.11
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