モンティ・ホール問題の数理|条件付き確率による解析
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問題の定義と直感的理解の誤り
モンティ・ホール問題の設定
問題は以下のように定式化されます:
問題設定
- 3つのドア:A、B、Cの3つのドアがあり、1つだけに賞品、残り2つはハズレ
- 第1段階:参加者が1つのドアを選択する
- 第2段階:司会者(モンティ)が、参加者が選ばなかった2つのドアのうち、ハズレのドアを1つ開けて見せる
- 第3段階:参加者は最初の選択を変更できる
- 問い:選択を変更すべきか?それとも変更しないべきか?
(選択)
確率:?
(開示:ハズレ)
確率:0
(未開示)
確率:?
直感的理解の誤り
多くの人は以下のように考えます:
「ドアBがハズレと判明した後、残るはドアAとドアCの2つ。どちらかが当たりなので、確率は1/2ずつ。変更してもしなくても同じではないか?」
この推論は一見合理的に見えますが、重大な見落としがあります。それは、司会者がハズレのドアを選んで開けたという事実です。
司会者はランダムにドアを開けたのではなく、「参加者が選ばなかったドアのうち、ハズレのドアを必ず開けた」のです。この情報が、残ったドアの確率を変化させます。
歴史的背景
この問題は、1970年代のアメリカのゲームショー「Let's Make a Deal」の司会者モンティ・ホールにちなんで名付けられました。1990年、数学者マリリン・ボス・サバントが雑誌「パレード」で「選択を変更すべき」と解答したところ、多くの読者(大学教授を含む)から反論が殺到しました。
しかし、数学的には「選択を変更すると当選確率が2倍になる」ことが証明されています。
条件付き確率による厳密な証明
全事象の整理
まず、すべての可能性を整理します。賞品がドアAにあると仮定します(他のケースも同様)。
| 賞品の位置 | 参加者の選択 | 司会者が開けるドア | 変更した場合 | 変更しない場合 |
|---|---|---|---|---|
| ドアA | ドアA | BまたはC | ハズレ | 当たり |
| ドアA | ドアB | ドアC(必然) | 当たり | ハズレ |
| ドアA | ドアC | ドアB(必然) | 当たり | ハズレ |
変更した場合の当選確率:2/3(3回中2回当たり)
変更しない場合の当選確率:1/3(3回中1回当たり)
選択を変更すると当選確率が2倍になる
条件付き確率による解析
より厳密に、条件付き確率を用いて証明します。
参加者がドアAを選択したとします。賞品がドアCにある確率を求めます。
P(賞品がA) = 1/3
P(賞品がB) = 1/3
P(賞品がC) = 1/3
司会者がドアBを開けてハズレを見せた後、ドアCに賞品がある条件付き確率は:
P(賞品がC | 司会者がBを開けた)
= P(司会者がBを開ける | 賞品がC) × P(賞品がC) ÷ P(司会者がBを開ける)
各項を計算します:
P(司会者がBを開ける | 賞品がC) = 1
(賞品がCなら、司会者は必ずBを開ける)
P(賞品がC) = 1/3
P(司会者がBを開ける) = 1/2
(賞品がAの時は1/2、賞品がBの時は0、賞品がCの時は1)
= (1/3 × 1/2) + (1/3 × 0) + (1/3 × 1) = 1/2
したがって:
P(賞品がC | 司会者がBを開けた)
= 1 × (1/3) ÷ (1/2)
= 2/3
同様に、最初に選んだドアAに賞品がある確率は:
P(賞品がA | 司会者がBを開けた) = 1/3
司会者がハズレのドアを開けた後、最初に選ばなかったもう1つのドアに賞品がある確率は2/3、最初に選んだドアに賞品がある確率は1/3のまま変わりません。したがって、選択を変更すべきです。
なぜ直感と異なるのか
直感的には「2つのドアが残っているから確率は1/2ずつ」と考えてしまいますが、これは司会者の行動に含まれる情報を無視しているためです。
司会者は以下の重要な情報を提供しています:
- 参加者が最初に選んだドアがハズレなら、司会者は必ず賞品があるドアを避けてもう一方のハズレを開ける
- 参加者が最初に選んだドアが当たりなら、司会者はどちらのハズレを開けてもよい
この非対称性により、最初に選ばなかったドアの確率が2/3に上昇するのです。
実験的検証と実生活への応用
シミュレーションによる検証
モンティ・ホール問題は、コンピュータシミュレーションで容易に検証できます。
変更しない戦略:当選回数 約3,333回(確率 約33.3%)
変更する戦略:当選回数 約6,667回(確率 約66.7%)
試行回数を増やすほど、理論値(1/3と2/3)に収束していきます。
直感的な理解の方法
モンティ・ホール問題を直感的に理解するには、ドアの数を増やして考えると効果的です。
100個のドアの思考実験
- 状況:100個のドアがあり、1つだけ当たり、99個がハズレ
- 第1段階:あなたがドア1を選ぶ。この時点で当選確率は1/100
- 第2段階:司会者が残り99個のドアのうち、ハズレの98個を開けて見せる。ドア57だけが残る
- 判断:ドア1(確率1/100)とドア57(確率99/100)、どちらに賭けるべきか?
この例では、選択を変更すべきことが直感的に明らかです。司会者は「賞品がある可能性が高いドア」を意図的に残しているからです。
実生活への応用
モンティ・ホール問題の本質は、「新しい情報が得られた時、それをどう解釈すべきか」という問題です。
条件付き確率の応用例
- 医療診断:検査結果が陽性でも、実際に病気である確率は検査の精度と疾病の有病率に依存する
- 投資判断:新しい情報(決算発表、ニュース等)を得た時、事前確率を更新する必要がある
- 意思決定:最初の判断にこだわらず、新情報に基づいて柔軟に方針を変更することが有利な場合がある
- 科学的推論:仮説の確からしさは、新しい観測データに基づいて更新されるべきである(ベイズ推定)
心理学的洞察
モンティ・ホール問題が多くの人に反直感的である理由は、以下の認知バイアスによります:
- 現状維持バイアス:最初の選択を変更したくない心理
- 情報無視:司会者の行動に含まれる情報を軽視する傾向
- 等確率の錯覚:残った2つの選択肢の確率を自動的に1/2と見なす傾向
結論
モンティ・ホール問題は、確率論における条件付き確率の重要性を示す古典的な例です。人間の直感は、新しい情報がもたらす確率の変化を正しく評価できないことがあります。
数学的に厳密な分析により、選択を変更すると当選確率が1/3から2/3に上昇することが証明されます。この結果は、ベイズの定理による条件付き確率の計算と完全に一致します。
重要なのは、「新しい情報を得た時、それが確率にどう影響するかを正しく評価する」ことです。この能力は、日常生活における意思決定、医療診断、科学的推論など、幅広い場面で有用です。
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