View source for 概率论与数理统计 (Spring 2024)/OST and applications

=可选停时定理 (OST)=

'''可选停时定理''' ('''Optional Stopping Theorem''', '''OST''')，有事也被称为'''鞅停时定理''' ('''Martingale Stopping Theorem''')、'''可选抽样定理''' ('''Optional Sampling Theorem''') 等，是约瑟夫·杜布 ([https://en.wikipedia.org/wiki/Joseph_L._Doob Joseph Doob]) 发现的关于鞅的停时的刻画定理。

首先定义鞅 (martingale)。这是一类由公平赌博定义的随机过程。
{{Theorem|定义（鞅）|
:令 <math>\{X_n:n\ge 0\}</math> 和 <math>\{Y_n:n\ge 0\}</math> 为离散时间随机过程（即随机变量序列）。若对于任意 <math>n\ge 0</math> 都满足
:* <math>\mathbb{E}[|Y_n|]<\infty</math>
:* <math>\mathbb{E}\left[\,Y_{n+1}\mid X_0,X_1,\ldots,X_{n}\,\right]=Y_{n}</math>，
:则称随机过程 <math>\{Y_n:n\ge 0\}</math> 是关于 <math>\{X_n:n\ge 0\}</math> 的'''鞅''' ('''martingale''')。
}}

停时 (stopping time) 的概念如下定义。
{{Theorem|定义（停时）|
:非负整数值随机变量 <math>T</math> 是一个关于离散时间随机过程 <math>\{X_n:n\ge 0\}</math> 的'''停时''' ('''stopping time''')，若对于任意 <math>n\ge 0</math>，事件 <math>T=n</math> 发生与否都取决于 <math>X_0,X_1,\ldots,X_n</math> 的取值。
}}

更加严格地讲，随机过程 <math>\{X_n:n\ge 0\}</math> 可以唯一确定一个 '''<math>\sigma</math>域流''' ('''filtration''' of <math>\sigma</math>-fields) <math>\Sigma_0\subseteq \Sigma_0 \subseteq \cdots</math>，使得对于任意 <math>n\ge 0</math>，<math>\sigma</math>域 <math>\Sigma_{n+1}</math> 都是 <math>\Sigma_{n}</math> 的一个'''细化''' (refinement)，且 <math>\Sigma_n</math> 是令随机向量 <math>(X_0,X_1,\ldots,X_n)</math> 为 '''<math>\Sigma_n</math>-可测''' ('''<math>\Sigma_n</math>-measurable''') 的最小 <math>\sigma</math>代数。则 <math>T</math> 是一个关于 <math>\{X_n:n\ge 0\}</math> 的一个合法的停时，当且仅当对于任意 <math>n\ge 0</math>，都有事件 <math>\{T=n\}\in\Sigma_n</math>，即 <math>T=n</math> 的发生与否，可以被 <math>X_0,X_1,\ldots,X_n</math> 的取值所确定。

{{Theorem|可选停时定理 (Optional Stopping Theorem, OST)|
:一个鞅 <math>\{Y_n:n\ge 0\}</math> 在停时 <math>T</math>（鞅和停时都是关于同一个离散时间随机过程 <math>\{X_n:n\ge 0\}</math> 定义的），总是满足：
::<math>\mathbb{E}[Y_T]=\mathbb{E}[Y_0]</math>,
:如果有下列任何条件之一成立：
:* (''有限时间'') 存在有穷的 <math>n</math> 使得 <math>T<n</math> 几乎必然 (a.s.) 发生。 
:* (''有限值域'') <math>T<\infty</math> 几乎必然发生，且存在有穷的 <math>c</math> 使得对于所有 <math>t\le T</math> 都有 <math>|Y_t|<c</math> 几乎必然发生。
:* (''有穷期望时间'' + ''有限差'') <math>\mathbb{E}[T]<\infty</math>，且存在有穷的 <math>c</math> 使得对于所有 <math>t\le T</math> 都有 <math>\mathbb{E}[|Y_{t+1}-Y_t|\mid X_0,\ldots,X_t]<c</math> 几乎必然发生。
:* (''一般条件'') 同时满足以下三个条件：
:*# <math>T<\infty</math> 几乎必然发生；
:*# <math>\mathbb{E}[|Y_T|]<\infty</math>;
:*# <math>\lim_{n\to\infty}\mathbb{E}\left[Y_n\cdot I[T>n]\right]=0</math>。
}}

前三个条件都更强：它们中任何一个都可以推出最后一个一般条件。这使得最后一个一般条件的可选停时定理是最普世的。然而，在具体的问题场景下，往往前三个充分条件更容易保证。

=可选停时定理的应用=

== 一维随机游走 (1D random walk)==
考虑从0开始的无偏随机游走 (unbiased random walk)：令 <math>X_1,X_2,\ldots\in</math> 为 <math>\{-1,+1\}</math> 上独立同分布的均匀随机变量，令 <math>Y_t=\sum_{i=1}^tX_i</math>。则 <math>\{Y_t:t\ge 0\}</math> 为随机游走过程。

众所周知该随机游走是一个关于 <math>\{X_i:i\ge 1\}</math> 的鞅：
:<math>\mathbb{E}[Y_{t+1}\mid X_1,\ldots,X_t]=\mathbb{E}[Y_{t}+X_{t+1}\mid X_1,\ldots,X_t]=\mathbb{E}[Y_{t}\mid X_1,\ldots,X_t]+\mathbb{E}[X_{t+1}\mid X_1,\ldots,X_t]=Y_t+\mathbb{E}[X_{t+1}]=Y_t</math>

假设这一随机游走在初次到达 <math>-a</math> 或者 <math>b</math> 时会停下，此处 <math>a,b\in\mathbb{Z}^+</math> 为两个正整数。

;吸收 (absorbing) 概率
我们计算随机游走停下时取值 <math>b</math> (或者取值 <math>-a</math>) 的概率。由于 <math>-a</math> 和 <math>b</math> 有时被称为随机游走的吸收态 (absorbing states) 或者吸收壁 (absorbing barriers)，因此这一概率也被称为吸收概率。

令 <math>T</math> 为该随机游走停下的时刻，即：
:<math>T=\left\{t\ge 0\mid Y_t=-a\lor Y_t=b\right\}=\left\{t\ge 0\mid \sum_{i=1}^tX_i=-a\lor \sum_{i=1}^tX_i=b\right\}</math>
显然 <math>T</math> 为一个关于 <math>\{X_i:i\ge 1\}</math> 的良定义的停时。

易验证 <math>T<\infty</math> 几乎必然发生（这是因为假如有 <math>a+b</math> 个连续的 <math>X_i</math> 同号，则随机游走必然停止，而这一事件在有穷时间内几乎必然发生），
而且对于任意 <math>t\le T</math> 都有 <math>|Y_t|\le \max\{a,b\}</math>。

因此，根据可选停时定理（''有限值域'' 条件）有：
:<math>\mathbb{E}[Y_T]=\mathbb{E}[Y_0]=0</math>

另一方面，由于随机变量 <math>Y_T\in\{-a,b\}</math>，所以有：
:<math>0=\mathbb{E}[Y_T]=-a\cdot \Pr(Y_T=-a)+b\cdot \Pr(Y_T=b)=-a\cdot (1-\Pr(Y_T=b))+b\cdot \Pr(Y_T=b)</math>
因此可解出 
:<math>\Pr(\text{随机游走停止时取值为}b)=\Pr(Y_T=b)=\frac{a}{a+b}</math>

;期望停时
接下来，我们希望计算随机游走的期望停时 <math>\mathbb{E}[T]</math>。

我们构造如下的随机过程：
:<math>Z_t=Y_t^2-t=\left(\sum_{i=1}^tX_i\right)^2-t</math>
易验证 
:<math>Z_{t+1}=Y_{t+1}^2-t-1=(Y_t+X_{t+1})^2-t-1=Y_t^2+2X_{t+1}Y_t+X_{t+1}^2-t-1=Z_t+2X_{t+1}Y_t</math>
因此
:<math>\mathbb{E}[Z_{t+1}\mid X_1,\ldots,X_t]=\mathbb{E}[Z_t+2X_{t+1}Y_t\mid X_1,\ldots,X_t]=Z_t+2\mathbb{E}[X_{t+1}]\cdot \mathbb{E}[Y_t\mid X_1,\ldots,X_t]=Z_t</math>
因此，<math>\{Z_t:t\ge 0\}</math> 是关于 <math>\{X_i:i\ge 1\}</math> 的鞅。

易验证 <math>\mathbb{E}[T]<\infty</math> （只需意识到假如有 <math>a+b</math> 个连续的 <math>X_i</math> 同号，则随机游走必然停止，而这一事件发生的期望时间不大于 <math>(a+b)2^{a+b-1}</math>），
同时对于任意 <math>t\le T</math> 都有：
:<math>|Z_{t+1}-Z_t|=|2X_{t+1}Y_t|=2|Y_t|\le 2\max\{a,b\}</math>。

根据可选停时定理（''有穷期望时间''+''有限差'' 条件）有：
:<math>\mathbb{E}[Z_T]=\mathbb{E}[Z_0]=\mathbb{E}[Y_0^2-0]=0</math>

另一方面，根据 <math>Z_t = Y_t^2-t</math> 的定义：
:<math>0=\mathbb{E}[Z_T]=\mathbb{E}[Y_T^2-T]=\mathbb{E}[Y_T^2]-\mathbb{E}[T]</math>
因此 <math>\mathbb{E}[T]=\mathbb{E}[Y_T^2]</math>。由于随机变量 <math>Y_T\in\{-a,b\}</math>，所以期望值 <math>\mathbb{E}[Y_T^2]</math> 可被计算如下：
:<math>\mathbb{E}[Y_T^2]=a^2\cdot \Pr(Y_T=-a)+b^2\cdot \Pr(Y_T=b)=a^2\cdot \frac{b}{a+b} + b^2\cdot \frac{a}{a+b}=\frac{a^2b+b^2a}{a+b}=ab</math>

== 模式匹配时间==
令 <math>X_1,X_2,\ldots</math> 为均匀分布的随机比特串，即每个 <math>X_i\in\{0,1\}</math> 是独立的均匀分布的伯努利变量。令 <math>\boldsymbol{x}=x_1x_2\cdots x_k\in\{0,1\}^k</math> 表示一个长为 <math>k</math> 比特的'''模式''' (''pattern'')。令 <math>T\ge k</math> 表示在随机串中初次成功匹配该模式为其子串的时刻，即：
:<math>T=\min\left\{t\ge k\mid (X_{t-k+1},\ldots, X_{t})=x_1\cdots x_k\right\}</math>
显然 <math>T</math> 是关于随机过程 <math>\{X_i:i\ge 1\}</math> 的一个良定义的停时。

如此定义的 <math>T</math> 也被称为模式 <math>\boldsymbol{x}</math> 的'''等待时间''' (waiting time)。它的期望有如下的闭合形式的公式。
{{Theorem|定理|
:对于模式 <math>\boldsymbol{x}=x_1x_2\cdots x_k\in\{0,1\}^k</math> 的等待时间 <math>T</math>，有：
::<math>\mathbb{E}[T]=\sum_{j=1}^k\chi_j 2^j</math>
:此处 <math>\chi_j</math> 指示了模式 <math>\boldsymbol{x}=(x_1,x_2,\ldots,x_k)\in\{0,1\}^k</math> 的 <math>j</math>-前缀与 <math>j</math>-后缀的一致性，即：
::<math>\chi_j=\begin{cases}1 & \text{如果 }x_1\cdots x_j=x_{k-j+1}\cdots x_{k}\\
0 &\text{否则}\end{cases}</math>
}}

我们将采用可选停时定理 (OST) 来证明这一公式。为此，我们将 <math>X_1,X_2,\ldots</math> 解读为公平抛硬币的结果，并关于它构造公平赌博游戏 (fair gambling games)，从而定义鞅。

对于每一个整数 <math>i\ge 1</math>，我们想象有一个赌徒 (gambler) <math>i</math>，关于 <math>X_iX_{i+1}\cdots X_{i+k-1}=x_1\cdots x_k</math> 这件事进行赌博。采用如下的策略：
* 赌徒 <math>i</math> 的起始资产数为 0。
*（第一轮）赌徒 <math>i</math> 押注1元钱赌 <math>X_i=x_1</math>。
* （第二轮）如果前一轮赌赢，赌徒 <math>i</math> 押注2元钱赌 <math>X_{i+1}=x_2</math>。
* （第三轮）如果前两轮都赌赢，赌徒 <math>i</math> 押注4元钱赌 <math>X_{i+2}=x_3</math>。
:: .... ....
* （第 <math>k</math> 轮）如果前  <math>k-1</math> 轮全都赌赢，赌徒 <math>i</math> 押注 <math>2^{k-1}</math> 元钱赌 <math>X_{i+k-1}=x_k</math>。
* 在上述任何一轮中，如果赌赢，则赌徒会额外获得与所押注数额相等的钱数，并进入下一轮；如果在某一轮中赌输，则失去当前所押的赌注，因此使得总资产变为-1，并停止游戏。

无论输赢与否，赌博游戏在 <math>k</math> 轮之后都将终止。此时，假如赌徒 <math>i</math> 从头赢到尾，即事件 <math>X_iX_{i+1}\cdots X_{i+k-1}=x_1\cdots x_k</math> 发生，则游戏结束时其资产为 <math>2^{k1}</math> 元；否则，假如中间某一轮赌输，则从输的那一刻起，该赌徒的资产都将一直为-1。

对于每一个赌徒 <math>i\ge 1</math>，令随机过程 <math>\{Y^{(i)}_t:t\ge 0\}</math> 表示该赌徒在 <math>t</math> 时刻的资产数额。注意这里的时间 <math>t</math> 对应于随机过程 <math>X_1,X_2,\ldots</math> 的时间。因此，<math>\{Y^{(i)}_t:t\ge 0\}</math> 严格定义如下：
* 当 <math>0\le t<i</math>：
::<math>Y^{(i)}_t=0</math>
* 当 <math>i\le t\le i+k-1</math>：
:如果从原随机串第 <math>i</math> 位至今为止对模式 <math>\boldsymbol{x}</math> 的匹配都是成功的，即 <math>X_{i}\cdots X_{t}=x_1\cdots x_{t-i+1}</math>，则令
::<math>Y^{(i)}_t=2^{t-i+1}-1</math>，否则 <math>Y^{(i)}_t=-1</math>
* 当 <math>t\ge i+k</math>：
:如果从原随机串第 <math>i</math> 位开始成功匹配模式 <math>\boldsymbol{x}</math>，即 <math>X_{i}X_{i+1}\cdots X_{i+k-1}=x_1\cdots x_{k}</math>，则令
::<math>Y^{(i)}_t=2^k-1</math>，否则 <math>Y^{(i)}_t=-1</math>

事实上，<math>Y^{(i)}_t</math> 的通项可表示为
: <math>Y^{(i)}_t=-1+2^{[t-i+1]^k_0}\cdot I[X_i\cdots X_{\min\{t,i+k-1\}}=x_1\cdots x_{\min\{t-i+1,k\}}] </math>
: 其中 <math>[x]^k_0=\max\{0,\min\{x,k\}\}</math> 表示 <math>x</math> 的上界为 <math>k</math> 下界为 0 的截断函数。


由于 <math>\{Y^{(i)}_t:t\ge 0\}</math> 是关于 <math>X_1,X_2,\ldots</math> 这个公平抛硬币过程进行公平赌博产生的净资产，因此容易验证对于任意赌徒 <math>i\ge 1</math>，随机过程 <math>\{Y^{(i)}_t:t\ge 0\}</math> 都是关于 <math>X_1,X_2,\ldots</math> 的鞅（此处省略严格验证过程）。

同时，容易验证（此处省略具体证明）：相对于同一随机过程定义的一系列鞅之和，仍然是关于该过程的鞅。因此，
:<math>Y_t=\sum_{i=1}^\infty Y^{(i)}_t</math>
是关于随机过程 <math>X_1,X_2,\ldots</math> 的鞅。

还记得停时 <math>T</math> 是模式 <math>\boldsymbol{x}</math> 首次匹配成功的时刻。
* 容易验证 <math>\mathbb{E}[T]\le k2^k<\infty</math>。
:可以仅考虑被 <math>k</math> 整除的位置开始的匹配，因此初次匹配的起始时刻 <math>T'</math>  整除以 <math>k</math> 后符合参数为 <math>2^{-k}</math> 的几何分布，且容易验证该 <math>T'</math> 随机支配 (stochastically dominates) <math>T</math>。
* 同时，容易验证如下的有限差性质：对于任意时刻 <math>t\ge 0</math>，几乎必然地 <math>|Y_{t+1}-Y_t|\le k2^{k-1}</math>。
:注意到尽管 <math>Y_t</math> 是无穷多个 <math>Y^{(i)}_t</math> 之和，然而在任意时刻 <math>t\ge 0</math>，至多只有不超过 <math>k</math> 个不同的 <math>Y^{(i)}_t</math> 处于改变之中——即正在为期 <math>k</math> 轮的赌博游戏中，而每轮赌博游戏过后资产改变不超过 <math>2^{k-1}</math>。

因此，我们可以应用可选停时定理（''有穷期望时间'' + ''有限差'' 条件），得到
:<math>\mathbb{E}[Y_T]=\mathbb{E}[Y_0]=\mathbb{E}\left[\sum_{i=1}^\infty Y^{(i)}_0\right]=0</math>

注意到：在时间 <math>T</math>，即随机串首次成功匹配模式 <math>\boldsymbol{x}</math> 的时刻，根据上述赌博游戏的定义
* 此时刻有唯一一位赢者赌徒 <math>i=T-k+1</math>（即打赌 <math>X_{T-k+1}\cdots X_T=x_1\cdots x_k</math> 这件事发生的那个赌徒）在 <math>T</math> 时刻的资产为 <math>Y^{(T-k+1)}_{T}=2^k-1</math>；
* 所有赌徒 <math>i>T</math>，<math>T</math> 时刻都尚未进入 <math>k</math> 轮的赌博游戏，因此在 <math>T</math> 时刻的资产均为0；
* 而所有剩余赌徒 <math>i<T</math> 中，仅有一种情况可能在 <math>T</math> 时刻的资产不为-1，就是在 <math>T</math> 时刻尚在连续猜中的过程之中，而这种情况的赌徒皆一一对应于满足 <math>x_1\cdots x_j=x_{k-j+1}\cdots x_{k}</math> （即<math>\chi_j=1</math>）的 <math>1\le j<k</math> ——对于每个这样的<math>1\le j<k</math>，都有一位对应的赌徒 <math>i=T-j+1</math> 从 <math>i=T-j+1</math> 这一时刻开始进入赌博游戏，连续猜中至 <math>T</math> 时刻，其在 <math>T</math> 时刻的资产为 <math>Y^{(i)}_{T}=2^j-1</math>；
* 所有其余的赌徒 <math>i<T</math>，在 <math>T</math> 时刻都已确定赌输，资产都为-1。

不难看出，在 <math>T</math> 时刻已确定为输的赌徒总数刚好为 <math>T-\sum_{j=1}^k\chi_j</math>，即到 <math>T</math> 时刻为止已经开始进入赌博游戏的赌徒总数，减去那些截止到 <math>T</math> 时刻为止尚在连续赢的过程中的赌徒。

因此，<math>T</math> 时刻所有赌徒的总资产 <math>Y_T</math> 可以被如下计算
:<math>Y_T =T\text{时刻赢家的总资产}-1\cdot(T\text{时刻输家的数量})= \sum_{j=1}^k\chi_j(2^j-1) -\left(T-\sum_{j=1}^k\chi_j\right)</math>
根据之前可选停时定理保证的 <math>\mathbb{E}[Y_T]=0</math>，我们有
:<math>\begin{align}
0=\mathbb{E}[Y_T] 
&= \mathbb{E}\left[\sum_{j=1}^k\chi_j(2^j-1) -\left(T-\sum_{j=1}^k\chi_j\right)\right]\\
&= \mathbb{E}\left[\sum_{j=1}^k\chi_j\cdot 2^j -T\right]\\
&= \sum_{j=1}^k\chi_j\cdot 2^j -\mathbb{E}\left[T\right]
\end{align}</math>

这证明了： 
:<math>\mathbb{E}\left[T\right] = \sum_{j=1}^k\chi_j\cdot 2^j</math>

==极大不等式 (Maximal inequality)==
如下定理给出了一个对于鞅的极大不等式。

{{Theorem|鞅极大不等式|
:令 <math>\{Y_t:t\ge 0\}</math> 是关于 <math>\{X_t:t\ge 0\}</math> 的鞅。如果对于所有 <math>t\ge 0</math> 都有 <math>Y_t\ge 0</math> 几乎必然 (a.s.) 发生，则对于任意 <math>n\ge 0</math> 与 <math>a> 0</math>，都有
::<math>\Pr\left(\max_{t\le n}Y_t \ge a\right)\le\frac{\mathbb{E}[Y_0]}{a}</math>
}}

该不等式实为'''杜布鞅不等式''' ([https://en.wikipedia.org/wiki/Doob%27s_martingale_inequality '''Doob's martingale inequality''']) 的一个特例，后者对于取值非负的下鞅 (submartingales) 都成立。

证明的关键想法是构造一个停时 <math>T</math> 使得事件 <math>\max_{t\le n}Y_t \ge a</math> 发生当且仅当 <math>Y_T \ge a</math>。

令 <math>T</math> 为初次满足 <math>Y_T \ge a</math> 或 <math>T \le n</math> 的时间，即：
:<math>T=\min{t\mid Y_t\ge a}\cup\{n\}</math>
易验证 <math>T</math> 是关于 <math>\{Y_t:t\ge 0\}</math> 的一个停时，因为 <math>T=t</math> 发生与否仅取决于 <math>Y_0,Y_1,\ldots, Y_t</math> 的取值。
因此， <math>T</math> 也必然是关于 <math>\{X_t:t\ge 0\}</math> 的一个停时，因为 <math>Y_t</math> 是 <math>X_0,X_1,\ldots, X_t</math> 的函数。

另外，对于如上构造的停时 <math>T</math> 容易验证：
* <math>\max_{t\le n}Y_t \ge a</math> 当且仅当 <math>Y_T \ge a</math>
这是因为：如果 <math>Y_T \ge a</math> 则存在 <math>t\le n</math> 使得 <math>Y_t \ge a</math>；反之如果存在 <math>t^*\le n</math> 使得 <math>Y_{t^*}=\max_{t\le n}Y_t \ge a</math>，则 <math>T</math> 就是最小的这样的 <math>t^*\le n</math>。

因为 <math>T\le n</math> 总是成立，因此根据可选时停定理（''有限时间'' 条件）：
:<math>\mathbb{E}[Y_T]=\mathbb{E}[Y_0]</math>

因此，根据马尔可夫不等式：
:<math>\Pr\left(\max_{t\le n}Y_t \ge a\right)=\Pr\left(Y_T \ge a\right)\le\frac{\mathbb{E}[Y_T]}{a}=\frac{\mathbb{E}[Y_0]}{a}</math>

== Wald's equation==
Wald's equation（瓦尔德方程?）可以看成是随机个随机变量之和版本的线性期望等式。
{{Theorem| Wald's equation|
:令 <math>X_1,X_2,\ldots</math> 为独立同分布的非负随机变量，且具有有穷期望 <math>\mu=\mathbb{E}[X_i]<\infty</math>。如果随机变量 <math>N</math> 是关于 <math>X_1,X_2,\ldots</math> 的停时，且满足 <math>\mathbb{E}[N]<\infty</math>，则
::<math>\mathbb{E}\left[\sum_{i=1}^NX_i\right]= \mathbb{E}[N]\cdot\mu</math>
}}
该等式的证明，可采用可选停时定理 (OST)。因此我们构造如下的随机过程：
:<math>Y_t=\sum_{i=1}^t(X_i-\mu)</math>
容易验证 <math>\{Y_t:t\ge 1\}</math> 是关于随机过程 <math>X_1,X_2,\ldots</math> 的鞅，因为：
:<math>\mathbb{E}[Y_{t+1}\mid X_1,\ldots,X_{t}]=\mathbb{E}[Y_{t}+(X_{t+1}-\mu)\mid X_1,\ldots,X_{t}]=\mathbb{E}[Y_{t}\mid X_1,\ldots,X_{t}]+\mathbb{E}[X_{t+1}-\mu\mid X_1,\ldots,X_{t}]=Y_{t}+\mathbb{E}[X_{t+1}-\mu]=Y_t</math>
由于 <math>\mathbb{E}[N]<\infty</math>，而且 <math>X_i</math> 作为非负变量，有：
:<math>\mathbb{E}[|Y_{t+1}-Y_t|\mid X_1,\ldots,X_t]=\mathbb{E}[|X_{t+1}-\mu|]\le \mathbb{E}[X_{t+1}+\mu]= 2\mu</math>
因此，根据可选停时定理（''有穷期望时间'' + ''有限差'' 条件），我们有
:<math>\mathbb{E}[Y_N]=\mathbb{E}[Y_1]=\mathbb{E}[X_1-\mu]=0</math>
另一方面，容易验证：
:<math>\mathbb{E}[Y_N]=\mathbb{E}\left[\sum_{i=1}^N(X_i-\mu)\right]=\mathbb{E}\left[\sum_{i=1}^NX_i\right]-\mathbb{E}[N]\cdot\mu</math>
因此，有：
:<math>\mathbb{E}\left[\sum_{i=1}^NX_i\right]= \mathbb{E}[N]\cdot\mu</math>