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定理証明済み

ベイズの定理

内容

任意の事象 AA と BB(ただし P(A)>0\mathbb{P}(A) > 0 かつ P(B)>0\mathbb{P}(B) > 0)に対して、P(A∣B)=P(B∣A) P(A)P(B)\mathbb{P}(A \mid B) = \frac{\mathbb{P}(B \mid A)\,\mathbb{P}(A)}{\mathbb{P}(B)} が成り立つ。より一般に、A1,…,AkA_1, \dots, A_k が標本空間の分割をなし、P(Ai)>0\mathbb{P}(A_i) > 0 かつ P(B)>0\mathbb{P}(B) > 0 ならば、各 jj に対して P(Aj∣B)=P(B∣Aj) P(Aj)∑i=1kP(B∣Ai) P(Ai)\mathbb{P}(A_j \mid B) = \frac{\mathbb{P}(B \mid A_j)\,\mathbb{P}(A_j)}{\sum_{i=1}^k \mathbb{P}(B \mid A_i)\,\mathbb{P}(A_i)} が成り立つ。

なぜ正しいのか?

ベイズの定理は条件付き確率の向きを逆転させる数学的規則である。事前確率 P(A)\mathbb{P}(A) で表される隠れた原因 AA への信念を、証拠 BB を観測した後に事後確率 P(A∣B)\mathbb{P}(A \mid B) へと更新する際、原因 AA がどれだけ証拠 BB を生み出しやすいかで重み付けすればよいことを教えてくれる。

証明の概略

条件付き確率の定義より、P(B)>0\mathbb{P}(B) > 0 のとき P(A∣B)=P(A∩B)P(B)\mathbb{P}(A \mid B) = \frac{\mathbb{P}(A \cap B)}{\mathbb{P}(B)} であり、対称的に P(A)>0\mathbb{P}(A) > 0 のとき P(B∣A)=P(A∩B)P(A)\mathbb{P}(B \mid A) = \frac{\mathbb{P}(A \cap B)}{\mathbb{P}(A)} である。P(A∩B)\mathbb{P}(A \cap B) に関する2つの式を等置すると P(A∩B)=P(B∣A) P(A)\mathbb{P}(A \cap B) = \mathbb{P}(B \mid A)\,\mathbb{P}(A) となり、P(B)\mathbb{P}(B) で割れば P(A∣B)=P(B∣A) P(A)P(B)\mathbb{P}(A \mid B) = \frac{\mathbb{P}(B \mid A)\,\mathbb{P}(A)}{\mathbb{P}(B)} が得られる。A1,…,AkA_1, \dots, A_k が標本空間を分割するとき、全確率の公式により分母は P(B)=∑i=1kP(B∩Ai)=∑i=1kP(B∣Ai) P(Ai)\mathbb{P}(B) = \sum_{i=1}^k \mathbb{P}(B \cap A_i) = \sum_{i=1}^k \mathbb{P}(B \mid A_i)\,\mathbb{P}(A_i) と展開される。

証明者

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ステップごとの証明

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参考文献

  1. Thomas Bayes, Richard Price (1763). An Essay towards solving a Problem in the Doctrine of Chances · DOI:10.1098/rstl.1763.0053
  2. Pierre-Simon Laplace (1812). Théorie analytique des probabilités