Giá trị kỳ vọng – Wikipedia tiếng Việt

Trong Lý thuyết xác suất, giá trị kỳ vọng, giá trị mong đợi (hoặc kỳ vọng toán học), hoặc trung bình (mean) của một biến ngẫu nhiên là trung bình có trọng số của tất cả các giá trị cụ thể của biến đó, hay là được tính bằng tổng các tích giữa xác suất xảy ra của mỗi giá trị có thể của biến với giá trị đó. Như vậy, nó biểu diễn giá trị trung bình mà người ta “mong đợi” thắng cược nếu đặt cược liên tục nhiều lần với khả năng thắng cược là như nhau. Lưu ý rằng bản thân giá trị đó có thể không được mong đợi theo nghĩa thông thường; nó có thể ít có khả năng xảy ra hoặc không thể xảy ra. Một trò chơi hoặc một tình huống trong đó giá trị kỳ vọng bằng 0 được gọi là một “trò chơi công bằng” (fair game).

Ví dụ, một vòng xoay roulette có 38 hiệu quả hoàn toàn có thể có năng lực như nhau. Mỗi đặt cược vào một số ít duy nhất thắng 35 ( nghĩa là nếu thắng, ta được trả 35 lần số tiền đặt cược ; ngược lại mất tiền ). Do đó, xét cả 38 hiệu quả hoàn toàn có thể, giá trị kỳ vọng của khoản lợi thu được từ 1 đôla đặt cược cho một số ít duy nhất là :

( − USD 1 × 37 38 ) + ( USD 35 × 1 38 ), { \ displaystyle \ left ( – \ USD 1 \ times { \ frac { 37 } { 38 } } \ right ) + \ left ( \ USD 35 \ times { \ frac { 1 } { 38 } } \ right ), }{\displaystyle \left(-\$1\times {\frac {37}{38}}\right)+\left(\$35\times {\frac {1}{38}}\right),}

nghĩa là khoảng -$0.0526. Do đó, giá trị kỳ vọng là ta sẽ mất trung bình hơn năm xu cho mỗi dola tiền đặt cược.

Bạn đang đọc: Giá trị kỳ vọng – Wikipedia tiếng Việt

Định nghĩa toán học[sửa|sửa mã nguồn]

Thông thường, nếu

X

{\displaystyle X\,}

{\displaystyle X\,} là một biến ngẫu nhiên xác định trên một không gian xác suất

(
Ω
,
P
)

{\displaystyle (\Omega ,P)\,}

{\displaystyle (\Omega ,P)\,}, thì giá trị kỳ vọng của

X

{\displaystyle X\,}

(ký hiệu

E

[
X
]

{\displaystyle \mathrm {E} [X]\,}

{\displaystyle \mathrm {E} [X]\,} hoặc đôi khi


X

{\displaystyle \langle X\rangle }

{\displaystyle \langle X\rangle } hoặc

E

[
X
]

{\displaystyle \mathbb {E} [X]}

{\displaystyle \mathbb {E} [X]}) được định nghĩa như sau

E [ X ] = ∫ Ω X ( ω ) d P. ( ω ) { \ displaystyle \ mathrm { E } [ X ] = \ int _ { \ Omega } X ( \ omega ) \, dP ( \ omega ) }{\displaystyle \mathrm {E} [X]=\int _{\Omega }X(\omega )\,dP(\omega )}

trong đó sử dụng tích phân Lebesgue. Lưu ý rằng không phải mọi biến ngẫu nhiên đều có một giá trị kỳ vọng, do hoàn toàn có thể không sống sót tích phân ( ví dụ phân bổ Cauchy ). Hai biến ngẫu nhiên có cùng phân bổ Phần Trăm sẽ có giá trị kỳ vọng bằng nhau .

Nếu

X

{\displaystyle X}

X là một biến ngẫu nhiên rời rạc với các giá trị

x

1

{\displaystyle x_{1}}

{\displaystyle x_{1}},

x

2

{\displaystyle x_{2}}

{\displaystyle x_{2}},… và các xác suất tương ứng là

p

1

{\displaystyle p_{1}}

{\displaystyle p_{1}},

p

2

{\displaystyle p_{2}}

{\displaystyle p_{2}},… với tổng bằng 1, thì

E

[
X
]

{\displaystyle \mathrm {E} [X]}

{\displaystyle \mathrm {E} [X]} có thể được tính bằng tổng của chuỗi

E [ X ] = ∑ i p i x i { \ displaystyle \ mathrm { E } [ X ] = \ sum _ { i } p_ { i } x_ { i } \, }{\displaystyle \mathrm {E} [X]=\sum _{i}p_{i}x_{i}\,}

cũng như trong ví dụ đánh bạc nêu trên .

Nếu phân bố xác suất của

X

{\displaystyle X}

chấp nhận một hàm mật độ xác suất

f
(
x
)

{\displaystyle f(x)}

{\displaystyle f(x)}, thì giá trị kỳ vọng có thể được tính như sau

E [ X ] = ∫ − ∞ ∞ x f ( x ) d x. { \ displaystyle \ mathrm { E } [ X ] = \ int _ { – \ infty } ^ { \ infty } xf ( x ) \, \ mathrm { d } x. }{\displaystyle \mathrm {E} [X]=\int _{-\infty }^{\infty }xf(x)\,\mathrm {d} x.}

Định nghĩa của trường hợp rời rạc trực tiếp suy ra rằng nếu

X

{\displaystyle X}

là một hằng biến ngẫu nhiên (constant random variable), nghĩa là

X
=
b

{\displaystyle X=b}

{\displaystyle X=b} với một

b

{\displaystyle b}

b là một số thực không đổi nào đó, thì giá trị kỳ vọng của

X

{\displaystyle X}

cũng bằng

b

{\displaystyle b}

.

Giá trị kỳ vọng của một hàm g(x) tùy ý của x, với hàm mật độ xác suất f(x) có công thức

E [ g ( X ) ] = ∫ − ∞ ∞ g ( x ) f ( x ) d x. { \ displaystyle \ mathrm { E } [ g ( X ) ] = \ int _ { – \ infty } ^ { \ infty } g ( x ) f ( x ) \, \ mathrm { d } x. }{\displaystyle \mathrm {E} [g(X)]=\int _{-\infty }^{\infty }g(x)f(x)\,\mathrm {d} x.}

Các đặc thù[sửa|sửa mã nguồn]

Phép toán giá trị kỳ vọng (hay phép toán kỳ vọng)

E

{\displaystyle \mathrm {E} }

{\displaystyle \mathrm {E} } là phép toán tuyến tính theo nghĩa sau

E [ a X + b Y ] = a E [ X ] + b E [ Y ] { \ displaystyle \ mathrm { E } [ aX + bY ] = a \ mathrm { E } [ X ] + b \ mathrm { E } [ Y ] \, }{\displaystyle \mathrm {E} [aX+bY]=a\mathrm {E} [X]+b\mathrm {E} [Y]\,}

với hai biến ngẫu nhiên

X

{\displaystyle X}

Y

{\displaystyle Y}

Y bất kỳ (được định nghĩa trên cùng một không gian xác suất) và hai số thực bất kỳ

a

{\displaystyle a}

a

b

{\displaystyle b}

.

Kỳ vọng lặp[sửa|sửa mã nguồn]

Với hai biến ngẫu nhiên bất kỳ

X
,
Y

{\displaystyle X,Y}

X,Y, ta có thể định nghĩa kỳ vọng có điều kiện (conditional expectation):

E [ X | Y ] ( y ) = E [ X | Y = y ] = ∑ x x ⋅ P. ( X = x | Y = y ). { \ displaystyle \ mathrm { E } [ X | Y ] ( y ) = \ mathrm { E } [ X | Y = y ] = \ sum _ { x } x \ cdot \ mathrm { P } ( X = x | Y = y ). }{\displaystyle \mathrm {E} [X|Y](y)=\mathrm {E} [X|Y=y]=\sum _{x}x\cdot \mathrm {P} (X=x|Y=y).}

Khi đó giá trị kỳ vọng của X { \ displaystyle X } thỏa mãn nhu cầu

 

E

(

E

[
X

|

Y
]

)

=

y

E

[
X

|

Y
=
y
]

P

(
Y
=
y
)

=

y

(

x

x

P

(
X
=
x

|

Y
=
y
)

)

P

(
Y
=
y
)

=

y

x

x

P

(
X
=
x

|

Y
=
y
)

P

(
Y
=
y
)

=

y

x

x

P

(
Y
=
y

|

X
=
x
)

P

(
X
=
x
)

=

x

x

P

(
X
=
x
)

(

y

P

(
Y
=
y

|

X
=
x
)

)

=

x

x

P

(
X
=
x
)

=

E

[
X
]
.

{\displaystyle {\begin{matrix}\mathrm {E} \left(\mathrm {E} [X|Y]\right)&=&\sum _{y}\mathrm {E} [X|Y=y]\cdot \mathrm {P} (Y=y)\\&=&\sum _{y}\left(\sum _{x}x\cdot \mathrm {P} (X=x|Y=y)\right)\cdot \mathrm {P} (Y=y)\\&=&\sum _{y}\sum _{x}x\cdot \mathrm {P} (X=x|Y=y)\cdot \mathrm {P} (Y=y)\\&=&\sum _{y}\sum _{x}x\cdot \mathrm {P} (Y=y|X=x)\cdot \mathrm {P} (X=x)\\&=&\sum _{x}x\cdot \mathrm {P} (X=x)\cdot \left(\sum _{y}\mathrm {P} (Y=y|X=x)\right)\\&=&\sum _{x}x\cdot \mathrm {P} (X=x)\\&=&\mathrm {E} [X].\end{matrix}}}

Xem thêm: Nâng cao khả năng ứng dụng công nghệ thông tin vào dạy, học ở Học viện Lục quân hiện nay

{\displaystyle {\begin{matrix}\mathrm {E} \left(\mathrm {E} [X|Y]\right)&=&\sum _{y}\mathrm {E} [X|Y=y]\cdot \mathrm {P} (Y=y)\\&=&\sum _{y}\left(\sum _{x}x\cdot \mathrm {P} (X=x|Y=y)\right)\cdot \mathrm {P} (Y=y)\\&=&\sum _{y}\sum _{x}x\cdot \mathrm {P} (X=x|Y=y)\cdot \mathrm {P} (Y=y)\\&=&\sum _{y}\sum _{x}x\cdot \mathrm {P} (Y=y|X=x)\cdot \mathrm {P} (X=x)\\&=&\sum _{x}x\cdot \mathrm {P} (X=x)\cdot \left(\sum _{y}\mathrm {P} (Y=y|X=x)\right)\\&=&\sum _{x}x\cdot \mathrm {P} (X=x)\\&=&\mathrm {E} [X].\end{matrix}}}

Do đó, đẳng thức sau là đúng :

E [ X ] = E ( E [ X | Y ] ). { \ displaystyle \ mathrm { E } [ X ] = \ mathrm { E } \ left ( \ mathrm { E } [ X | Y ] \ right ). }{\displaystyle \mathrm {E} [X]=\mathrm {E} \left(\mathrm {E} [X|Y]\right).}

Vế phải của đẳng thức được gọi là kỳ vọng lặp. Mệnh đề này được nói đến trong quy tắc kỳ vọng toàn thể (law of total expectation)

Bất đẳng thức[sửa|sửa mã nguồn]

Nếu một biến ngẫu nhiên X luôn nhỏ hơn hay bằng một biến ngẫu nhiên Y khác, kỳ vọng của X cũng nhỏ hơn hay bằng kỳ vọng của Y :

Nếu

X

Y

{\displaystyle X\leq Y}

{\displaystyle X\leq Y}, thì

E

[
X
]

E

[
Y
]

{\displaystyle \mathrm {E} [X]\leq \mathrm {E} [Y]}

{\displaystyle \mathrm {E} [X]\leq \mathrm {E} [Y]}.

Đặc biệt, do

X

|

X

|

{\displaystyle X\leq |X|}

{\displaystyle X\leq |X|}


X

|

X

|

{\displaystyle -X\leq |X|}

{\displaystyle -X\leq |X|}, giá trị tuyệt đối của kỳ vọng của một biến ngẫu nhiên nhỏ hơn hay bằng kỳ vọng của giá trị tuyệt đối của nó:

| E [ X ] | ≤ E [ | X | ] { \ displaystyle | \ mathrm { E } [ X ] | \ leq \ mathrm { E } [ | X | ] }{\displaystyle |\mathrm {E} [X]|\leq \mathrm {E} [|X|]}

Công thức sau đúng với mọi biến ngẫu nhiên giá trị thực không âm

X

{\displaystyle X}

(sao cho

E

[
X
]
<

{\displaystyle \mathrm {E} [X]<\infty }

{\displaystyle \mathrm {E} [X]<\infty }), và số thực

α

{\displaystyle \alpha }

{\displaystyle \alpha } lớn hơn 0:

E [ X α ] = α ∫ 0 ∞ t α − 1 P. ( X > t ) d t. { \ displaystyle \ mathrm { E } [ X ^ { \ alpha } ] = \ alpha \ int _ { 0 } ^ { \ infty } t ^ { \ alpha – 1 } \ mathrm { P } ( X > t ) \ mathrm { d } t. }{\displaystyle \mathrm {E} [X^{\alpha }]=\alpha \int _{0}^{\infty }t^{\alpha -1}\mathrm {P} (X>t)\mathrm {d} t.}

Không có tính nhân[sửa|sửa mã nguồn]

Nói chung, phép toán giá trị kỳ vọng không có tính nhân, nghĩa là

E

[
X
Y
]

{\displaystyle \mathrm {E} [XY]}

{\displaystyle \mathrm {E} [XY]} không nhất thiết bằng

E

[
X
]

E

[
Y
]

{\displaystyle \mathrm {E} [X]\mathrm {E} [Y]}

{\displaystyle \mathrm {E} [X]\mathrm {E} [Y]}, ngoại trừ nếu

X

{\displaystyle X}

Y

{\displaystyle Y}

là độc lập hoặc không tương quan (uncorrelated).
Sự không có tính nhân này dẫn đến nghiên cứu về hiệp phương sai (covariance) và sự tương quan (correlation).

Không không bao giờ thay đổi về hàm[sửa|sửa mã nguồn]

Nói chung, phép toán kỳ vọng và hàm của những biến ngẫu nhiên không có tính hoán vị ; nghĩa là

E [ g ( X ) ] = ∫ Ω g ( X ) d P ≠ g ( E ⁡ X ), { \ displaystyle \ mathrm { E } [ g ( X ) ] = \ int _ { \ Omega } g ( X ) \, \ mathrm { d } P. \ neq g ( \ operatorname { E } X ), }{\displaystyle \mathrm {E} [g(X)]=\int _{\Omega }g(X)\,\mathrm {d} P\neq g(\operatorname {E} X),}

trừ trường hợp được ghi chú như ở trên .

Ứng dụng của giá trị kỳ vọng[sửa|sửa mã nguồn]

Các giá trị kỳ vọng của các lũy thừa của

X

{\displaystyle X}

được gọi là mômen (moment) của

X

{\displaystyle X}

; mômen quanh trung bình (moment about the mean) của

X

{\displaystyle X}

là các giá trị kỳ vọng của các lũy thừa của

X

E

[
X
]

{\displaystyle X-\mathrm {E} [X]}

{\displaystyle X-\mathrm {E} [X]}. Mômen của một số biến ngẫu nhiên có thể được sử dụng để xác định phân bố của chúng, bằng các hàm sinh mômen (moment generating function) của chúng.

Để ước đạt bằng thực nghiệm giá trị kỳ vọng của một biến ngẫu nhiên, người ta liên tục thực thi những quan sát về biến đó và tính trung bình cộng của những tác dụng. Quy trình này ước đạt giá trị kỳ vọng thực sự bằng một cách không thiên lệch và có đặc thù cực tiểu hóa tổng bình phương của những thặng dư ( tổng bình phương của những hiệu giữa những quan sát và ước đạt ). Luật số lớn chứng tỏ rằng ( trong điều kiện kèm theo ôn hòa ) khi size của mẫu thống kê lớn lên thì phương sai của ước đạt này sẽ nhỏ đi .

Trong Cơ học cổ điển, tâm khối (center of mass) là khái niệm tương đương với giá trị kỳ vọng. Ví dụ, giả sử

X

{\displaystyle X}

là một biến ngẫu nhiên rời rạc với các giá trị

x

i

{\displaystyle x_{i}}

{\displaystyle x_{i}} và các xác suất tương ứng

p

i

{\displaystyle p_{i}}

{\displaystyle p_{i}}. Xét một thanh ngang có trọng lượng không đáng kể, trên đó đặt các quả cân, tại các vị trí

x

i

{\displaystyle x_{i}}

là các khối lượng

p

i

{\displaystyle p_{i}}

(với tổng bằng 1). Điểm mà tại đó thanh ngang được thăng bằng (trọng tâm của nó) là

E

[
X
]

{\displaystyle \mathrm {E} [X]}

. (Tuy nhiên, cần lưu ý rằng tâm khối không đồng nghĩa với trọng tâm (center of gravity).)

Kỳ vọng của ma trận[sửa|sửa mã nguồn]

Nếu

X

{\displaystyle X}

là một ma trận

m
×
n

{\displaystyle m\times n}

{\displaystyle m\times n}, giá trị kỳ vọng của

X

{\displaystyle X}

là một ma trận của các giá trị kỳ vọng:

Xem thêm: Tiểu luận Lịch sử nghệ thuật

E [ X ] = E [ x 1, 1 x 1, 2 ⋯ x 1, n x 2, 1 x 2, 2 ⋯ x 2, n ⋮ x m, 1 x m, 2 ⋯ x m, n ] = [ E ( x 1, 1 ) E ( x 1, 2 ) ⋯ E ( x 1, n ) E ( x 2, 1 ) E ( x 2, 2 ) ⋯ E ( x 2, n ) ⋮ E ( x m, 1 ) E ( x m, 2 ) ⋯ E ( x m, n ) ] { \ displaystyle \ mathrm { E } [ X ] = \ mathrm { E } { \ begin { bmatrix } x_ { 1,1 } và x_ { 1,2 } và \ cdots và x_ { 1, n } \ \ x_ { 2,1 } và x_ { 2,2 } và \ cdots và x_ { 2, n } \ \ \ vdots \ \ x_ { m, 1 } và x_ { m, 2 } và \ cdots và x_ { m, n } \ end { bmatrix } } = { \ begin { bmatrix } \ mathrm { E } ( x_ { 1,1 } ) và \ mathrm { E } ( x_ { 1,2 } ) và \ cdots và \ mathrm { E } ( x_ { 1, n } ) \ \ \ mathrm { E } ( x_ { 2,1 } ) và \ mathrm { E } ( x_ { 2,2 } ) và \ cdots và \ mathrm { E } ( x_ { 2, n } ) \ \ \ vdots \ \ \ mathrm { E } ( x_ { m, 1 } ) và \ mathrm { E } ( x_ { m, 2 } ) và \ cdots và \ mathrm { E } ( x_ { m, n } ) \ end { bmatrix } } }{\displaystyle \mathrm {E} [X]=\mathrm {E} {\begin{bmatrix}x_{1,1}&x_{1,2}&\cdots &x_{1,n}\\x_{2,1}&x_{2,2}&\cdots &x_{2,n}\\\vdots \\x_{m,1}&x_{m,2}&\cdots &x_{m,n}\end{bmatrix}}={\begin{bmatrix}\mathrm {E} (x_{1,1})&\mathrm {E} (x_{1,2})&\cdots &\mathrm {E} (x_{1,n})\\\mathrm {E} (x_{2,1})&\mathrm {E} (x_{2,2})&\cdots &\mathrm {E} (x_{2,n})\\\vdots \\\mathrm {E} (x_{m,1})&\mathrm {E} (x_{m,2})&\cdots &\mathrm {E} (x_{m,n})\end{bmatrix}}}

Tính chất này được dùng trong các ma trận hiệp phương sai (covariance matrix).

Liên kết ngoài[sửa|sửa mã nguồn]

  • Expectation trên PlanetMath.

Source: https://mindovermetal.org
Category: Ứng dụng hay

5/5 - (1 vote)
Subscribe
Notify of
guest
0 Comments
Inline Feedbacks
View all comments