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確率分布と期待値・分散主な分布の平均と分散・共分散・計算例

確率変数 XX の期待値は、離散型なら ∑x p(x)\sum x\,p(x)、連続型なら ∫xf(x) dx\int x f(x)\,dx で、絶対収束するときに定める。分散は Var⁡(X)=E⁡[(X−μ)2]=E⁡[X2]−μ2\operatorname{Var}(X) = \operatorname{E}[(X-\mu)^2] = \operatorname{E}[X^2] - \mu^2 で、ばらつきの大きさを表す。期待値は独立性がなくても和に分けられるが、和の分散には共分散の項 2Cov⁡(X,Y)2\operatorname{Cov}(X,Y) が加わる。主な分布の平均と分散は、定義の和や積分、または指示関数への分解で求める。

確率・統計 の第2単元(全8単元)。先に読む単元:確率空間と確率変数

院試数学 基礎完成シリーズ 確率統計編

基礎ノートと類題を答案の形で解いた問題集(2,480円)。収録章と見本ページを商品ページで確認できる。過去問の本文は収録していない。

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期待値の定義と線形性

定義

期待値

離散型なら E⁡[X]=∑xx p(x)\operatorname{E}[X] = \sum_x x\,p(x)、密度 ff をもつ連続型なら E⁡[X]=∫−∞∞xf(x) dx\operatorname{E}[X] = \int_{-\infty}^{\infty} x f(x)\,dx とする。和や積分が絶対収束する(E⁡∣X∣<∞\operatorname{E}|X| < \infty)ときだけ期待値が存在するという。関数 g(X)g(X) の期待値は、g(X)g(X) の分布を求めなくても E⁡[g(X)]=∫g(x)f(x) dx\operatorname{E}[g(X)] = \int g(x) f(x)\,dx(離散型なら ∑g(x)p(x)\sum g(x)p(x))で計算できる。

定理・法則

期待値の線形性

条件

E⁡∣X∣\operatorname{E}|X| と E⁡∣Y∣\operatorname{E}|Y| が有限、a,b,ca, b, c は定数。XX と YY の独立は仮定しない。

主張

E⁡[aX+bY+c]=aE⁡[X]+bE⁡[Y]+c\operatorname{E}[aX + bY + c] = a\operatorname{E}[X] + b\operatorname{E}[Y] + c

要点

積については、X,YX, Y が独立で E⁡∣X∣,E⁡∣Y∣<∞\operatorname{E}|X|, \operatorname{E}|Y| < \infty のとき E⁡[XY]=E⁡[X]E⁡[Y]\operatorname{E}[XY] = \operatorname{E}[X]\operatorname{E}[Y] が成り立つ。独立でなければ一般に成り立たない。

分散・共分散・相関係数

定義

分散と共分散

μX=E⁡[X]\mu_X = \operatorname{E}[X] として、分散 Var⁡(X)=E⁡[(X−μX)2]\operatorname{Var}(X) = \operatorname{E}[(X-\mu_X)^2]、標準偏差 σX=Var⁡(X)\sigma_X = \sqrt{\operatorname{Var}(X)}、共分散 Cov⁡(X,Y)=E⁡[(X−μX)(Y−μY)]\operatorname{Cov}(X,Y) = \operatorname{E}[(X-\mu_X)(Y-\mu_Y)]、相関係数 ρ=Cov⁡(X,Y)/(σXσY)\rho = \operatorname{Cov}(X,Y)/(\sigma_X\sigma_Y) と定める(E⁡[X2],E⁡[Y2]<∞\operatorname{E}[X^2], \operatorname{E}[Y^2] < \infty、σX,σY>0\sigma_X, \sigma_Y > 0)。

分散の計算式
Var⁡(X)=E⁡[X2]−(E⁡[X])2\operatorname{Var}(X) = \operatorname{E}[X^2] - (\operatorname{E}[X])^2
1次変換
Var⁡(aX+b)=a2Var⁡(X)\operatorname{Var}(aX + b) = a^2 \operatorname{Var}(X)
和の分散
Var⁡(X+Y)=Var⁡(X)+Var⁡(Y)+2Cov⁡(X,Y)\operatorname{Var}(X + Y) = \operatorname{Var}(X) + \operatorname{Var}(Y) + 2\operatorname{Cov}(X,Y)

一般に Var⁡(∑aiXi)=∑i,jaiajCov⁡(Xi,Xj)\operatorname{Var}\left(\sum a_i X_i\right) = \sum_{i,j} a_i a_j \operatorname{Cov}(X_i, X_j)。

共分散の計算式
Cov⁡(X,Y)=E⁡[XY]−E⁡[X]E⁡[Y]\operatorname{Cov}(X,Y) = \operatorname{E}[XY] - \operatorname{E}[X]\operatorname{E}[Y]
相関係数の範囲
−1≤ρ≤1-1 \le \rho \le 1

コーシー・シュワルツの不等式から出る。∣ρ∣=1|\rho| = 1 は Y=aX+bY = aX + b(確率1で)と同値。

定理・法則

独立なら無相関

条件

X,YX, Y は独立で、E⁡[X2],E⁡[Y2]<∞\operatorname{E}[X^2], \operatorname{E}[Y^2] < \infty。

主張

Cov⁡(X,Y)=0\operatorname{Cov}(X,Y) = 0。したがって Var⁡(X+Y)=Var⁡(X)+Var⁡(Y)\operatorname{Var}(X+Y) = \operatorname{Var}(X) + \operatorname{Var}(Y)。

要点

逆は成り立たない。XX が −1,0,1-1, 0, 1 を確率 1/31/3 ずつとり Y=X2Y = X^2 なら、Cov⁡(X,Y)=E⁡[X3]−E⁡[X]E⁡[X2]=0\operatorname{Cov}(X,Y) = \operatorname{E}[X^3] - \operatorname{E}[X]\operatorname{E}[X^2] = 0 だが、YY は XX で決まるので独立でない。2変量正規分布に限り、無相関と独立が同値になる。

離散型の主な分布

確率関数・平均・分散

ベルヌーイ分布 Be(p)\mathrm{Be}(p)
P(X=1)=p, P(X=0)=1−p;E⁡[X]=p, Var⁡(X)=p(1−p)P(X=1) = p,\ P(X=0) = 1-p; \quad \operatorname{E}[X] = p,\ \operatorname{Var}(X) = p(1-p)
二項分布 Bin(n,p)\mathrm{Bin}(n,p)
P(X=k)=(nk)pk(1−p)n−k;E⁡[X]=np, Var⁡(X)=np(1−p)P(X=k) = \binom{n}{k} p^k (1-p)^{n-k}; \quad \operatorname{E}[X] = np,\ \operatorname{Var}(X) = np(1-p)

k=0,1,…,nk = 0, 1, \dots, n。独立な Be(p)\mathrm{Be}(p) の nn 個の和。

ポアソン分布 Po(λ)\mathrm{Po}(\lambda)
P(X=k)=e−λλkk!;E⁡[X]=Var⁡(X)=λP(X=k) = e^{-\lambda}\frac{\lambda^k}{k!}; \quad \operatorname{E}[X] = \operatorname{Var}(X) = \lambda

k=0,1,2,…k = 0, 1, 2, \dots、λ>0\lambda > 0。np=λnp = \lambda を保って n→∞n\to\infty とした二項分布の極限。

幾何分布 Geo(p)\mathrm{Geo}(p)
P(X=k)=(1−p)k−1p;E⁡[X]=1p, Var⁡(X)=1−pp2P(X=k) = (1-p)^{k-1} p; \quad \operatorname{E}[X] = \frac{1}{p},\ \operatorname{Var}(X) = \frac{1-p}{p^2}

k=1,2,…k = 1, 2, \dots。初めて成功するまでの試行回数。失敗回数 X−1X-1 で定める教科書もあり、そのとき平均は (1−p)/p(1-p)/p。

連続型の主な分布

密度・平均・分散

一様分布 U(a,b)U(a,b)
f(x)=1b−a (a<x<b);E⁡[X]=a+b2, Var⁡(X)=(b−a)212f(x) = \frac{1}{b-a}\ (a<x<b); \quad \operatorname{E}[X] = \frac{a+b}{2},\ \operatorname{Var}(X) = \frac{(b-a)^2}{12}
指数分布 Exp(λ)\mathrm{Exp}(\lambda)
f(x)=λe−λx (x>0);E⁡[X]=1λ, Var⁡(X)=1λ2f(x) = \lambda e^{-\lambda x}\ (x>0); \quad \operatorname{E}[X] = \frac{1}{\lambda},\ \operatorname{Var}(X) = \frac{1}{\lambda^2}

λ\lambda は率(単位時間あたりの発生数)。平均 θ=1/λ\theta = 1/\lambda で書く流儀もある。

正規分布 N(μ,σ2)N(\mu,\sigma^2)
f(x)=12π σexp⁡(−(x−μ)22σ2);E⁡[X]=μ, Var⁡(X)=σ2f(x) = \frac{1}{\sqrt{2\pi}\,\sigma}\exp\left(-\frac{(x-\mu)^2}{2\sigma^2}\right); \quad \operatorname{E}[X] = \mu,\ \operatorname{Var}(X) = \sigma^2

Z=(X−μ)/σZ = (X-\mu)/\sigma は標準正規分布 N(0,1)N(0,1) に従う。

ガンマ分布 Ga(α,β)\mathrm{Ga}(\alpha,\beta)
f(x)=βαΓ(α)xα−1e−βx (x>0);E⁡[X]=αβ, Var⁡(X)=αβ2f(x) = \frac{\beta^\alpha}{\Gamma(\alpha)} x^{\alpha-1} e^{-\beta x}\ (x>0); \quad \operatorname{E}[X] = \frac{\alpha}{\beta},\ \operatorname{Var}(X) = \frac{\alpha}{\beta^2}

α\alpha は形状、β\beta は率。α=1\alpha = 1 で指数分布、α=k/2, β=1/2\alpha = k/2,\ \beta = 1/2 で自由度 kk のカイ二乗分布。正規化にはガンマ関数を使う。

平均と分散の計算例

計算例

二項分布の平均と分散を指示関数で求める

X∼Bin(n,p)X \sim \mathrm{Bin}(n,p) の平均と分散を求めよ。n=10, p=0.3n = 10,\ p = 0.3 の値も書け。

解答

ii 回目が成功なら 11、失敗なら 00 をとる IiI_i を使うと X=I1+⋯+InX = I_1 + \cdots + I_n で、IiI_i は独立な Be(p)\mathrm{Be}(p)。線形性から E⁡[X]=np\operatorname{E}[X] = np。独立なので分散も足せて Var⁡(X)=np(1−p)\operatorname{Var}(X) = np(1-p)。n=10, p=0.3n = 10,\ p = 0.3 なら平均 33、分散 2.12.1。

検算

n=1n = 1 でベルヌーイ分布の p, p(1−p)p,\ p(1-p) に戻る。p=0p = 0 または 11 では分散が 00 になり、確率1で値が決まることと合う。

計算例

指数分布の無記憶性

X∼Exp(λ)X \sim \mathrm{Exp}(\lambda) について、s,t>0s, t > 0 のとき P(X>s+t∣X>s)P(X > s + t \mid X > s) を求めよ。

解答

P(X>x)=∫x∞λe−λu du=e−λxP(X > x) = \int_x^\infty \lambda e^{-\lambda u}\,du = e^{-\lambda x} なので

P(X>s+t∣X>s)=e−λ(s+t)e−λs=e−λt=P(X>t)P(X > s+t \mid X > s) = \frac{e^{-\lambda(s+t)}}{e^{-\lambda s}} = e^{-\lambda t} = P(X > t)

すでに ss だけ待ったことは、この先の待ち時間の分布に影響しない。

検算

平均を確かめる。E⁡[X]=∫0∞P(X>x) dx=∫0∞e−λx dx=1/λ\operatorname{E}[X] = \int_0^\infty P(X>x)\,dx = \int_0^\infty e^{-\lambda x}\,dx = 1/\lambda で、表の値と一致する。

計算例

相関のある変数の1次結合の分散

Var⁡(X)=4, Var⁡(Y)=9, Cov⁡(X,Y)=−2\operatorname{Var}(X) = 4,\ \operatorname{Var}(Y) = 9,\ \operatorname{Cov}(X,Y) = -2 のとき、Var⁡(2X−Y)\operatorname{Var}(2X - Y) と相関係数 ρ\rho を求めよ。

解答

Var⁡(2X−Y)=22⋅4+(−1)2⋅9+2⋅2⋅(−1)⋅(−2)=16+9+8=33\operatorname{Var}(2X - Y) = 2^2 \cdot 4 + (-1)^2 \cdot 9 + 2 \cdot 2 \cdot (-1) \cdot (-2) = 16 + 9 + 8 = 33

ρ=−2/(2⋅3)=−1/3\rho = -2/(2 \cdot 3) = -1/3。

検算

無相関なら 16+9=2516 + 9 = 25 になる。負の相関があると 2X2X と −Y-Y が同じ向きに動き、分散が大きくなる。∣ρ∣≤1|\rho| \le 1 も満たしている。

答案でよくある誤り

  1. 1

    Var⁡(X−Y)=Var⁡(X)−Var⁡(Y)\operatorname{Var}(X - Y) = \operatorname{Var}(X) - \operatorname{Var}(Y) とする。独立でも Var⁡(X−Y)=Var⁡(X)+Var⁡(Y)\operatorname{Var}(X-Y) = \operatorname{Var}(X) + \operatorname{Var}(Y) で、係数 −1-1 は2乗されて +1+1 になる。

  2. 2

    Var⁡(aX)=aVar⁡(X)\operatorname{Var}(aX) = a\operatorname{Var}(X) とする。分散は2乗の期待値なので a2a^2 倍になり、標準偏差が ∣a∣|a| 倍になる。

  3. 3

    共分散が 00 なら独立だと結論する。無相関は独立より弱い。独立を示すには同時分布が周辺分布の積になることを確かめる。

  4. 4

    幾何分布や指数分布のパラメータの流儀を確かめずに公式を使う。幾何分布が試行回数か失敗回数か、指数分布の λ\lambda が率か平均かを問題文で確かめる。

  5. 5

    期待値が存在しない分布で平均を計算する。コーシー分布 f(x)=1/{π(1+x2)}f(x) = 1/\{\pi(1+x^2)\} では ∫∣x∣f(x) dx=∞\int |x| f(x)\,dx = \infty で、期待値も分散も存在しない。

確率・統計の前後の単元

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