条件期望函数

基本概念#

假设连续型随机变量 $(X,Y)$ 的联合概率密度函数为 $p (x,y)$

$X$ 的边缘概率密度函数为

p_{X}(x)=\int_{-\infty}^{\infty}p(x,y)dy

$X$ 的期望为

E(X)\equiv \int_{x}x\cdot p_X(x)dx

$Y$ 关于 $X$ 的条件概率密度函数为

p_{Y\mid X}(x,y)=\frac{p(x,y)}{p_{X}(x,y)}

贝叶斯定理

p(x,y)=p_{{Y\mid X}}(x,y)\cdot p_{X}(x)=p_{X\mid Y}(x,y)\cdot p_{Y}(y)

$Y$ 关于 $X$ 的条件期望为

E[Y\mid X=x]=\int_{y}y\cdot p_{Y\mid X}(x,y)dy

对于任意一个实数 $x$ 都仅存在一个实数 $E [Y\mid X=x]$ 与之对应，因此也可以称之为条件期望函数；若写为 $E [Y\mid X]$ 则表示随机变量到随机变量的映射。

定理

E[E(Y\mid X)]=E[Y]

证明

\begin{align*} E[E(Y\mid X)]&=\int_{x}E(Y\mid X)p_{X}(x)\ dx\\ &=\int_{x}\int_{y}y\cdot p_{Y\mid X}(x,y)dy\ p_{X}(x)\ dx\\ &=\int_{x}\int_{y}y\cdot p_{X\mid Y}(x,y)p_{Y}(y)\ dy\ dx\\ &=\int_{x}p_{X\mid Y}(x,y)\ dx\int_{y}y\cdot p_{Y}(y)dy\\ &=\int_{y}y\cdot p_{Y}(y)dy\\ &=E[Y] \end{align*}

统计学的一个基本问题是如何找到一个关于 $X$ 的函数来预测 $Y$ ，下面证明条件期望函数能够使得预测误差平方的期望最小。
定理
令 $g (X)$ 为关于 $X$ 的任意函数，则

E[Y|X]=\mathop{\arg\min}\limits_g E[(Y-g(X))^2]

证明

\begin{align*} E[(Y-g(X))^2] &=E[(Y-E[Y\mid X]+E[Y\mid X]-g(X))^2] \\ &=E[(Y-E[Y\mid X])^2]+E[(E[Y\mid X]-g(X))^2]+ \\ &+2E[(Y-E[Y\mid X])(E[Y\mid X]-g(X))] \end{align*}

第一项为

E[(Y-E[Y\mid X])^2]=E\{(Y-E[Y\mid X])^2|X\}=E\{Var[Y\mid X]\}\ge0

最后一项为

\begin{align*} &2E[(Y-E[Y\mid X])(E[Y\mid X]-g(X))] \\ =&2E[E\{(Y-E[Y\mid X])(E[Y\mid X]-g(X))|X\}] \\ =&2E[(E[Y\mid X]-g(X))E\{Y-E[Y\mid X]|X\}] \\ =&2E[(E[Y\mid X]-g(X))\{E[Y\mid X]-E[Y\mid X]\}] \\ =&0 \end{align*}

因此，取 $g (X)=E [Y\mid X]$ 使得原式取得最小值。

虽然理论上 $E [Y\mid X]$ 就能给出对 $Y$ 的最优预测，但 $E [Y\mid X]$ 的具体函数形式实际上是未知的，因此在实践中有时需要对条件期望函数的形式作出武断的假设。