1632
правки
Изменения
м
Энтропия — это количество информации, приходящейся на одно элементарное сообщение источника, вырабатывающего статистически независимые сообщения.}}Пусть задан случайный источник.Пусть мы имеем вероятностную схему <tex>\mathcal{P}</tex> от этого источника с <tex>n</tex> исходами, и вероятности этих исходов равны <tex>p_1, p_2, ..., p_n</tex>.== Свойства ==
Тогда энтропия задается как вполне конкретная функция от вероятностей исходов.'''Энтропия должна удовлетворять следующим требованиям:'''
: * Функция <tex>H: (p_1, p_2, \dots, p_n)</tex> определена и непрерывна для всех таких наборов <tex>p_i\in[0,\;1]</tex>, что <tex> \bigcupsum\limits_{i=1}^{\inftyn} \mathbb{R}^i \rightarrow \mathbb{R} </tex>: <tex>H(p_1, p_2, ..., p_n)p_i = 1</tex>
* Функция <tex>H(p_1, p_2, ..., p_n)</tex> непрерывна.* <tex>H(\underbrace{\frac{1}{n}, \frac{1}{n}, ..., \frac{1}{n}}_\text{n}) < H(\underbrace{\frac{1}{n+1}, \frac{1}{n+1}, ..., \frac{1}{n+1}}_\text{n+1})</tex>* <texdpi ="130">H(p_{1}q_{11}, p_{1}q_{12}, ...\dots, p_{n}q_{nk_n}) = H(p_1, p_2, ...\dots, p_n) + \sum\limits_{i=1}^{n} p_iH(q_iq_{i1}, ...\dots, q_{ik_i})</tex>:<tex>\rhd</tex>::Рассмотрим схему <tex>\mathcal{P}_m</tex> c <tex>m</tex> исходами и вероятностями <tex>\{p_1, p_2, ..., p_m\}</tex> и схему <tex>\mathcal{R}_k</tex> с <tex>k</tex> исходами и вероятностями <tex>\{q_1, q_2, ..., q_k\}</tex>.::Образуем комбинированную схему c <tex>m + k - 1</tex> исходами следующим образом:::выбирается случайным образом один из исходов схемы <tex>\mathcal{P}_m</tex>, и если произошел <tex>m</tex>-й исход, выбирается случайно один из исходов схемы <tex>\mathcal{R}_k</tex>, а остальные <tex>m - 1</tex> исходов схемы <tex>\mathcal{P}_m</tex> считаются окончательными.::В этой комбинированной схеме <tex>\mathcal{PR}</tex> мы получаем исходы
::Рассмотрим схему <tex>\mathcal{P}_m</tex> c <tex>1, 2, ..., m - 1</tex> исходами и вероятностями <tex>\{p_1, (mp_2, 1)\dots, (m, 2)p_m\}</tex> и схему <tex>\mathcal{R}_k</tex> с <tex>k</tex> исходами и вероятностями <tex>\{q_1, ...q_2, (m\dots, k)q_k\}</tex>.
::Выбирается случайным образом один из исходов схемы <tex>p_1\mathcal{P}_m</tex>, p_2и если произошел <tex>m</tex>-й исход, ...выбирается случайно один из исходов схемы <tex>\mathcal{R}_k</tex>, p_{а остальные <tex>m-1</tex> исходов схемы <tex>\mathcal{P}, p_mq_1, p_mq_2, ..., p_mq_k_m</tex>считаются окончательными.
::Легко видеть, что В этой комбинированной схеме <tex>H(\mathcal{PR}</tex> мы получаем исходы <tex>1, 2, \dots, m - 1, (m, 1) = H, (m, 2), \mathcal{P}_mdots, (m, k) + p_mH(</tex> с вероятностями <tex>p_1, p_2, \mathcaldots, p_{Rm-1}_k), p_mq_1, p_mq_2, \dots, p_mq_k</tex>.
::Легко видеть, что <tex>H(\mathcal{PR}) = H(\mathcal{P}_m) + p_mH(\mathcal{R}_k)</tex>. Потребуем выполнения этого свойства для любой меры неопределенности.:<tex>\lhd</tex> * <tex>H(\{\frac{1}{2}, \frac{1}{2}\}) = 1 </tex>
{{Теорема|statement= <tex>H(p_1, p_2, ..., p_n) = -k \sum\limits_{i=1}^{n} p_i\log_2p_i </tex>|proof = Для доказательства теоремы формулы вычисления энтропии сначала докажем лемму.
Заметим, что:Пусть: <tex>g(2)=1 \quad </tex>, тогда <tex>g(2^t)=t</tex> и <tex> \quad g(n^t)=t \cdot g(n)</tex>
Аналогично:: Рассмотрим такое <tex>g(n) = \log_2(n) \quad i </tex>, что <tex>2^i \quad g(leqslant n^t)=t \cdot g(n)< 2^{i+1}</tex>
По предыдущим рассуждениямДелим неравенство на <tex>t</tex>::<texdpi="140">\dfrac{i}{t} \leqslant g(2n) < \dfrac{i+1}{t}</tex>, то есть <tex dpi="140">\dfrac{[ \log_2 n^i) t ]}{t} \leq leqslant g(n^t) < g(2\dfrac{[ \log_2 n^{it ]+1}){t}</tex>
: {{Теорема|statement= <texdpi="140"> i H(p_1, p_2, \dots, p_n) = -k \leq t sum\cdot g(n) <limits_{i+=1 }^{n} p_i\log_2p_i = k \quad sum\quad limits_{i=\lfloor 1}^{n} p_i\log_2 n^t\rfloor dfrac{1}{p_i}</tex>|proof =
Разделив на <tex>t</tex> получаем: Теперь рассмотрим функцию <texdpi="140">H(\dfrac{a_1}{b_1}, \fracdfrac{ia_2}{tb_2} , \leq g(n) < dots, \fracdfrac{i+1a_n}{tb_n})</tex>
Отсюда ясно, что еслиДалее по свойству энтропии и доказанной лемме:: <texdpi="140"> tg(b)= H(\dfrac{x_1}{b}, \dfrac{x_2}{b}, \dots, \dfrac{x_n}{b}) + \sum\rightarrow limits_{i=1}^{n} \inftydfrac{x_i}{b} g(x_i)</tex>
то получаем:<texdpi="140">gH(\dfrac{x_1}{b}, \dfrac{x_2}{b}, \dots, \dfrac{x_n}{b}) = \log_2b - \sum\limits_{i=1}^{n} \dfrac{x_i}{b} \log_2x_i = -\sum\limits_{i=1}^{n} \dfrac{x_i}{b} \log_2 \dfrac{x_i}{b}</tex>При <tex dpi="140"> p_i = \dfrac{x_i}{b} </tex> получаем, что <tex dpi="140">H(p_1, p_2, \dots, p_n) = -\sum\limits_{i=1}^{n} p_i \log_2p_i = \sum\log_2nlimits_{i=1}^{n} p_i \log_2 \dfrac{1}{p_i}</tex>}}
Теперь рассмотрим функцию <texdpi="140">= H(A \fraccap B) +\sum\limits_{a_1i=1}^{b_1m}, \fraclog_2p(b_i)\sum\limits_{a_2j=1}^{b_2n}, ..., p(a_j \fraccap b_i) = H(A \cap B) +\sum\limits_{a_ni=1}^{b_nm}\log_2p(b_i)p(b_i) = </tex><tex dpi="140">H(A \cap B) - H(B)</tex>
Приведем дроби внутри функции к одному знаменателюТаким образом получаем, получаемчто: <tex>H(A \frac{a'_1}{b}, \frac{a'_2}{b}, ..., \frac{a'_n}{b}cap B)= H(A|B)+H(B)</tex>
Далее по свойству 3:Аналогично: <tex>gH(bB \cap A)= H(\frac{a'_1}{b}, \frac{a'_2}{b}, ..., \frac{a'_n}{b}B|A) + \sum\limits_{i=1}^{n} \frac{a'_i}{b} gH(a'_iA)</tex>
: <tex>H(\frac{a_1}{b_1}== См. также ==*[[Вероятностное пространство, элементарный исход, событие|Вероятностное пространство, \frac{a_2}{b_2}элементарный исход, событие]]*[[Условная вероятность|Условная вероятность]]*[[Арифметическое кодирование|Арифметическое кодирование]] == Источники информации ==* И.В.Романовский "Дискретный анализ"* [http://ru., \fracwikipedia.org/wiki/Информационная_энтропия Википедия {a_n}{b_n}) = \log_2b - \sum\limits_{i=1--}^{n} \fracИнформационная энтропия]* [https://en.wikipedia.org/wiki/Entropy_(information_theory) Wkipedia {a_i}{b_i} \log_2a'_i = -\sum\limits_{i=1}^{n--} \frac{a_i}{b_i} \log_2 \frac{a_i}{b_i}</tex>Entropy(information_theory)] }}[[Категория:Дискретная математика и алгоритмы]]
== Литература ==* И.В. Романовкий "Дискретный анализ"[[Категория: Теория вероятности ]]
rollbackEdits.php mass rollback
{{Определение
|definition =Энтропией случайной схемы называется мера содержащейся в этой схеме неопределенности'''Энтропия случайного источника''' (англ.''Shannon entropy'') {{---}} функция от вероятностей исходов: <brtex>H: \bigcup\limits_{i=1}^{\infty} \mathbb{R}^i \rightarrow \mathbb{R} </tex>, характеризующая количество информации, приходящейся на одно сообщение источника.}}
* <tex dpi == Свойства =="130">H \underbrace{ \left( \dfrac{1}{n}, \dfrac{1}{n}, \dots, \dfrac{1}{n} \right)}_\text{n} < H \underbrace{ \left( \dfrac{1}{n+1}, \dfrac{1}{n+1}, \dots, \dfrac{1}{n+1} \right) }_\text{n+1}</tex>
Образуем комбинированную схему c <tex>m + k - 1</tex> исходами следующим образом::с вероятностями
==Вычисление энтропии==
{{Лемма
|statement = <texdpi="140">g(n) = H(\fracdfrac{1}{n}, \fracdfrac{1}{n}, ...\dots, \fracdfrac{1}{n}) = -k \log_2 \fracdfrac{1}{n}= k \log_2n</tex>
|proof =
Будем рассматривать для <tex>k=1</tex> (бит).
Рассмотрим функцию <tex>g(mn)</tex>:
: <tex>g(mn)=g(m)+ \sum\limits_{i=1}^{m} \fracdfrac{1}{m} g(n) = g(m)+g(n)</tex>
Можно заметить, что если <tex> i=[ \log_2 n^t ] </tex>, то неравенство останется верным.
По предыдущим рассуждениям получаем, что:: <tex>g(2^i ) \leq leqslant g(n^t ) < g(2^{i+1})</tex>
: <tex> i \leqslant t \cdot g(n) <i+1 \quad \quad </tex>
Отсюда ясно, что если <tex> t\rightarrow \infty</tex>, то получаем <tex>g(n) = \log_2n</tex>
}}
Приведем дроби внутри функции к одному знаменателю, получаем: <tex dpi="140"> H(\dfrac{a_1}{b_1}, \dfrac{a_2}{b_2}, \dots, \dfrac{a_n}{b_n}) = H(\dfrac{x_1}{b}, \dfrac{x_2}{b}, \dots, \dfrac{x_n}{b})</tex>
== Примеры ==
=== Энтропия честной монеты ===
Рассмотрим [[Вероятностное пространство, элементарный исход, событие|вероятностное пространство]] {{---}} честная монета.
Найдем для нее энтропию:
:<tex dpi="140">H(X) = -\sum\limits_{i=1}^{n} p_i \log_2p_i = -\sum\limits_{i=1}^{2} {\dfrac{1}{2} \cdot \log_2 \dfrac{1}{2}} = -\sum\limits_{i=1}^{2} {\dfrac{1}{2} \cdot (-1)} = 1</tex>
Это означает что после броска честной монеты мы получим информацию в размере <tex>1</tex> бит, уменьшив степень неопределенности вдвое.
=== Энтропия нечестной монеты ===
Найдем энтропию для [[Вероятностное пространство, элементарный исход, событие|вероятностного пространства]] нечестная монета с [[Схема Бернулли| распределением Бернулли]] <tex>\{0,2; 0,8\}</tex>:
:<tex dpi="140">H(X) = -\sum\limits_{i=1}^{n} p_i \log_2p_i = -0.2\log_2(0.2)-0.8\log_2(0.8) \approx 0.722 < 1 </tex>
== Ограниченность энтропии ==
{{Теорема
|statement= <tex>0 \leqslant H(p_1, p_2, \dots, p_n) \leqslant \log_2n </tex>
|proof =
1) Докажем первую часть неравенства:
Так как <tex> p_i\in[0,\;1]</tex>, тогда <tex dpi="140">\log_2\dfrac{1}{p_i} \geqslant 0 </tex>. Таким образом <tex dpi="140"> H(p_1, p_2, \dots, p_n) = \sum\limits_{i=1}^{n} p_i\log_2 \dfrac{1}{p_i} \geqslant 0 </tex>
2) Докажем вторую часть неравенства:
<tex dpi="140"> f(x)=\log_2x </tex> {{---}} выпуклая вверх функция, <tex> p_1,p_2,\ldots,p_n>0</tex> и <tex> \sum \limits_{i=1}^{n} p_i = 1 </tex>, тогда для нее выполняется неравенство Йенсена:
<tex dpi="140"> \sum\limits_{i=1}^{n} p_i f(\dfrac{1}{p_i}) \leqslant f(\sum\limits_{i=1}^{n} (p_i \cdot\dfrac{1}{p_i})) </tex>
Таким образом получаем, что <tex> H(p_1, p_2, \dots, p_n) \leqslant \log_2n </tex>
}}
Тогда из теоремы и доказанной выше леммы следует, что для n исходов энтропия максимальна, если они все равновероятны.
== Условная и взаимная энтропия ==
{{Определение
|definition = '''Условная энтропия''' (англ. ''conditional entropy'') {{---}} определяет количество остающейся энтропии (то есть, остающейся неопределенности) события <tex>A</tex> после того, как становится известным результат события <tex>B</tex>. Она называется ''энтропия <tex>A</tex> при условии <tex>B</tex>'', и обозначается <tex>H(A|B)</tex>
}}
<tex>H(A|B)= - \sum\limits_{i=1}^{m}p(b_i)\sum\limits_{j=1}^{n} p(a_j|b_i)\log_2p(a_j|b_i) </tex>
{{Определение
|definition = '''Взаимная энтропия''' (англ. ''joint entropy'') {{---}} энтропия объединения двух событий <tex>A</tex> и <tex>B</tex>.
}}
<tex> H(A \cap B) = -\sum\limits_{i=1}^{m} \sum\limits_{j=1}^{n} p(a_j \cap b_i)\log_2p(a_j \cap b_i) </tex>
{{Утверждение
|statement= <tex> H(A \cap B) = H(A|B)+H(B)=H(B|A)+H(A) </tex>
|proof= По формуле условной вероятности <tex dpi="130"> p(a_j|b_i)=\dfrac{p(a_j \cap b_i)}{p(b_i)} </tex>
<tex dpi="140"> H(A|B)=-\sum\limits_{i=1}^{m}p(b_i)\sum\limits_{j=1}^{n} p(a_j|b_i)\log_2p(a_j|b_i) </tex> <tex dpi="140">= - \sum\limits_{i=1}^{m}p(b_i) \sum\limits_{j=1}^{n} \dfrac{p(a_j \cap b_i)}{p(b_i)}\log_2 \dfrac {p(a_j \cap b_i)}{p(b_i)} = -\sum\limits_{i=1}^{m} \sum\limits_{j=1}^{n} p(a_j \cap b_i)\log_2 \dfrac {p(a_j \cap b_i)}{p(b_i)} = </tex>
<tex dpi="140"> = -\sum\limits_{i=1}^{m} \sum\limits_{j=1}^{n} p(a_j \cap b_i)\log_2p(a_j \cap b_i) + \sum\limits_{i=1}^{m} \sum\limits_{j=1}^{n} p(a_j \cap b_i)\log_2p(b_i) </tex><tex dpi="140">= H(A \cap B) +\sum\limits_{i=1}^{m} \sum\limits_{j=1}^{n} p(a_j \cap b_i)\log_2p(b_i) = </tex>
Из двух полученных равенств следует, что <tex> H(A|B)+H(B)=H(B|A)+H(A) </tex>
}}
