[收稿日期]2010 - 12 - 15
[基金项目]甘肃省自然科学研究基金项目(096RJZE106) ;天水师范学院科研基金项目(TSB0814).
[作者简介]魏艳华(1980 -) ,女,吉林四平人,讲师,硕士,主要从事数理统计方面的研究.
2011 年 4 月 重庆文理学院学报 (自然科学版) Apr. ,2011
第 30 卷 第 2 期 Journal of Chongqing University of Arts and Sciences (Natural Science Edition) Vol. 30 No. 2
Radon - Nikodym定理与条件期望的关系研究
魏艳华,王丙参
(天水师范学院数学与统计学院,甘肃 天水 741001)
[摘 要]研究了 Radon - Nikodym定理与条件期望的相互关系,以期为人们更好地理解概率
论的基本概念提供参考.
[关键词]可测函数;Radon - Nikodym定理;条件期望
[中图分类号]O211 [文献标志码]A [文章编号]1673 - 8012(2011)02 - 0024 - 03
随着人们对随机现象的不断观察和研究,条
件数学期望已经被广泛应用到日常生活中,如计
算科学、生物、统计、物理、工程、运筹、经济管理
和金融领域,并取得了很好的效果[1 - 4]. 现代概
率论总是从讲述条件期望开始,这是因为以测度
论为基础的条件期望是鞅论的基础,也是严格陈
述现代概率论必不可少的基本概念.本文系统研
究 Radon - Nikodym 定理及条件数学期望,论述
二者的相互关系.
1 Radon - Nikodym定理[5 - 6]
给定测度空间(Ω,F,μ) ,我们用 S+ 表示 Ω
上 F可测非负简单函数全体,用 L(珔L)表示 Ω上
F可测实值(数值)函数全体,珔F表示 F关于 μ的
完备化,称 珔F可测函数为 μ可测函数.
定义 1[5] 设 f = ∑ ni = 1aiIAi ∈ S+ ,其中 ai
∈ R + ,Ai ∈ F,则称 ∫Ωfdμ = ∑
n
i = 1
aiμ(Ai)为 f
关于 μ的积分,记为 μ(f).
这一积分的基本性质如下:
性质 1[5] 设 fn,gn,f,g∈ S
+ ,则
(1)f≤ gμ(f)≤ μ(g) ;
(2)fn↓f,μ(f1)< ∞μ(fn)↓μ(f) ;
(3)fn↑fμ(fn)↑μ(f) ;
(4)若 fn↑,gn↑,
lim
n→∞
fn ≤ limn→∞gn limn→∞μ(fn)≤ limn→∞μ(gn).
定义 2 设 f 为一非负可测函数,fn ∈
S+ ,使得 fn↑f,令 μ(f) = limn→∞μ(fn) ,则由这一
积分的基本性质可知,上述右端积分存在且不依
赖序列(fn)的选择,则称 μ(f)为 f 关于 μ 的积
分,记为 μ(f).
引理 1[5] 设 f∈珔L且 f的积分存在,令 v(A)
= μ(fIA),A∈F,则 v为F上的σ可加集函数,即有
{An,n≥1}F,An∩Am = ,n≠mv(∑ nAn)
=∑ nv(An).此外,令 v+(A)= μ(f + IA),v-(A)=
μ(f - IA),A∈ F,则 v
+、v- 为(Ω,F)上的测度,其中
之一为有限测度且有 v = v+ - v- .
定义 3 设(Ω,F)为一可测空间,v为 F上
的 σ可加集函数,称 v 为符号测度.设 (Ω,F,μ)
为一测度空间,f∈珔L且 f的积分存在,则符号测
度 v(A)= μ(fIA) ,A∈ F称为 f关于 μ的不定积
分,记为 v = f. μ .设 v1、v2 为(Ω,F)上的两个符
号测度,如果 A ∈ F, v2 (A)= 0 v1 (A)=
0,则称 v1 关于 v2 绝对连续,记为 v1 v2 .
定理 1[5] (Jordan - Hahn 分解定理)设 v
为(Ω,F)上的符号测度,对 A∈ F,令
v+ (A)= sup{v(B) B A,B∈ F} ,
v- (A)= sup{- v(B) B A,B∈ F} ,
则 v+、v- 为测度,其中之一为有限测度且有 v =
v+ - v- ,存在 D∈ F,使得 v+ (A)= v(A∩ D) ,
v- (A)= - v(A∩ Dc).
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我们称 v = v+ - v-为 v的 Jordan分解,v+、v-
分别称为正部和负部;称 Ω = D ∪ Dc 为 v 的
Hahn分解,Hahn分解不惟一.称 v = v+ + v- 为
v的变差测度, v (Ω)为 v的全变差,记为 vVar .
若 v 为 v的 σ有限测度,则称 v为 σ有限符号
测度.
定理 2 (Radon - Nikodym定理)设(Ω,F)
为一可测空间,μ为 σ有限测度,v为符号测度.
如果 v μ,则存在一关于 μ积分存在的可测函
数 g,使得 v = g. μ,g在 μ等价意义下是唯一的
(称 g1、g2为 μ等价的是指 μ[g1≠ g2] = 0 ) ,要
g为 μ - a. e 有限,必须且只需 v 为 σ 有限的.
g = dvdμ称为
v关于 μ的 R - N导数.
固定 t,假定 zt ~ N(0,1) ,pdf为 f(zt) ,则
概率测度 dP(zt) =
1
2槡 π
e -
1
2(zt)2dzt . 令函数
ξ(zt) exp{ztμ -
1
2 μ
2} ,则得到新的概率测度
d 珘P(zt)= [dP(zt) ]ξ(zt)
= 1
2槡 π
exp{- 12 (zt - μ)
2}dzt .
不难看出,珘P(zt)是正态分布 N(μ,1)相联系的
概率,即测度变换
d珘P(zt)= [dP(zt) ]ξ(zt) (1)
改变了 r. v zt 的均值且是可逆的,即
ξ(zt)
-1d珘P(zt)= [dP(zt) ]. (2)
我们由(1)式可得
d珘P(zt)
dP(zt)
= ξ(zt).这一表达式
就是由 ξ(zt)给出的 R - N 导数.把 ξ(zt)视为概
率测度 珘P关于概率测度 P 的密度.根据这一点,
如果概率测度 珘P 关于概率测度 P 的 R - N 导数
存在,则可以由其密度 ξ(zt)将 zt 的均值进行变
换,而方差保持不变.显然,由于 R - N 导数表示
为一个分数,那么分母不应为零. 为了保证逆变
换存在,分子也不应为零.换言之,给定一个区间
dzt ,概率 珘P和 P满足珘P(zt)> 0P(zt)> 0 .如
果条件 珘P(zt)> 0P(zt)> 0 满足,则 ξ(zt)存
在,并且可以由(1)和(2)式使得概率 珘P 和 P 相
互确定.这说明两个概率测度对所有的实际问题
来说是等价的.
2 条件期望
设(Ω,F,P)为完备的概率空间,A,B ∈ F
称为事件,如果 P(B) > 0 ,则称 P(A B) =
P(AB)
P(B)为在事件 B 发生条件下的条件概率. 条
件概率 P(· B)也是可测空间(Ω,F)上的概率
测度.我们自然称 E(ξ B)= ∫
Ω
ξdP(ω B)为 ξ
关于条件概率 P(· B)的条件期望. 易证明,
E(ξ B)=
1
P(B)∫BξdP =
1
P(B)E(ξIB).给定 B
时 ξ 的条件期望在数值上等于基础概率空间
(Ω,F,P)上的 ξ在 B上的平均取值.特别取 ξ =
IA,得 P(A B)= E(IA B) ,即条件概率为条件
期望的特例.当 σ代数 G = σ(Bn,n≥ 1) ,其中
{Bn:n≥ 1}是 Ω的一个可测分割,则
E(ξ G)= ∑
∞
n = 1
1
P(Bn)∫BnξdP·IBn(ω). (3)
易知,E(ξ G)是 G 的诸非零概原子(作为
G中集合除自身与 外再无其它子集属于 G
者)以 ξ的局部平均值为值,但在各零概原子(它
们的并仍为零概集)上的取值无定义. 故(3)式
在 Ω上的一个零概集之外是完全确定的.进一步
推广就是下面条件期望的定义:
定义 4[7 - 8] 设 (Ω,F,P)为概率空间,G
是 F的子 σ代数,ξ为数学期望存在的 r. v,一个
G 可测 r. v η 如果满足:A ∈ G,∫AηdP =
∫AξdP,则称 η 为 ξ 关于 G 的数学期望. 当 ξ =
IA(ω) ,A∈F,则称 E(ξ G)为 A关于 G的条件
概率,记为 P(A G).
R - N 定理保证了上述条件期望的存在.
A∈G,v(A)∫AξdP是G上的符号测度,且关
于 P绝对连续.由 R - N定理,存在 R - N 导数 η
= dvdP,于是A∈ G,∫AηdP = v(A)= ∫AξdP .
条件期望 E(ξ G)实际上是 r. v ξ在 G的每
个可测子集上按概率测度的平均,特别当 G =
σ(η) ,η为 r. v,记 E(ξ G)= E(ξ η).若取 G
= σ( {A}) ,A∈ F,则 E(ξ G)= aIA + bIAc ,其
中 a,b分别为 ξ 在 A 和 Ac 上的均值. 这表明
E(ξ G)是对 ξ的某种局部修平,修平的效果随
G的增大而减弱.若 G = {Ω,} ,则 E(ξ G)=
Eξ,ξ被彻底修平,可见数学期望是条件期望的
一个特例.若增大 G σ(ξ) ,则 E(ξ G)= ξ,
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此时修平作用消失. 显然,条件期望是几乎处处
确定的,因此有关条件期望的性质也是 a. s 成立
的.可以证明,存在一个定义在 r. v η 的值空间、
取值于 R的可测函数 g,使得 E(ξ η)= g(η) ,
a. s,g(η)被称为 ξ 关于 η 的条件期望. 在概率
空间情形,a. s收敛总蕴含依概率收敛.当
P[E(ξ + G) ]= ∞ ,E(ξ - G)= ∞] = 0
时,称 E[ξ G] = E[ξ + G]- E[ξ - G]
为 ξ关于G的广义条件期望,约定∞ -∞ = 0.显
然,当 Eξ存在时,广义条件期望就是条件期望.
特别有:若 r. v X,Y的期望存在,则
EX = E[E(X Y) ]= ∫E(X Y = y)dFY(y)
=
∑ yE(X Y = y)P(Y = y) ,若 Y离散时;
∫E(X Y = y)f(y)dy,若 Y连续时{ .
E(X Y = y)= ∫xdF(x y)
=
∑ xxP(X = x Y = y) ,X,Y离散;
∫xf(x y)dx ,X,Y连续{ .
全概率公式是全数学期望公式的特例,事实
上,记 IB 为事件 B 的示性函数. 易知 EIB =
P(B) ,E(IB Y = y)= P(B Y = y) ,于是有:
P(B)= ∫ P(B | Y = y)dFY(y)
=
∑ yP(B Y = y)P(Y = y);
∫ P(B Y = y)f(y)d{ y.
上式分别是分布列形式与连续型的全概率公式.
定理 3[5] (条件期望的 Bayes 法则)设 Q
为一关于 P绝对连续的概率测度,G为 F的一子
σ 代数.令 ξ = dQdP ,η = E[ξ G],则 η > 0,Q -
a. s .如果 X为一 Q可积的 r. v,则有EQ[X G]=
η -1E[Xξ G],Q - a. s .
设 ξ为一可积 r. v,Y 为由 (Ω,F)到 (E,ε)
的一可测映射,令 μ(A)= P(Y-1(A) ) ,v(A)=
E[ξIY-1(A)],A∈ ε .显然,v关于 μ绝对连续,令
g = dvdμ
,对A∈ ε,则有
E[g(Y)IY-1(A)]= ∫Ag(y)μ(dy)= v(A)= E[ξIY-1(A)].
这表明E[ξ Y]E[ξ σ(Y)]= g(Y).我们常用
E[ξ Y = y]形式上表示 g(y). 函数 g 是μ - a. e
唯一确定的,且[Y = y]的概率可能为 0.
条件均值 E[Y X]的危险性小于 Y .这一结
论是 Rao - Blackwell 定理的理论基础,意思是如
果 Y是某个参数的无偏估计,则 E[Y X]是一个
更好的无偏估计,这里假定 E[Y X]是一个统计
量,即不含未知参数. 在事件 X = x 上的 Y 的条
件 分 布 的 概 率 质 量 堆 积 于 条 件 均 值
E[Y X = x]附近,使得发散程度变低,因而是
一个更好的估计量.要把概率论建立在严格的基
础上,必须借助于测度论.
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On the relations between Radon - Nikodym theorem
and conditional expectation
WEI Yan - hua,WANG Bing - can
(School of Mathematics and Statistics,Tianshui Normal University,Tianshui Gansu 741001,China)
Abstract:The relations between Radon - Nikodym theorem and conditional expectation are systematically
studied in this paper,in order to help people understand the basic concepts of the probability theory.
Key words:measure function;Radon - Nikodym theorem;conditional expectation
(责任编辑 穆 刚)
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