中科院随机过程最新课件第7-8讲

合集下载

随机过程精品课件 (7)

随机过程精品课件 (7)
均值函数为 E[X(t)]=σ2t.
自相关函数为 RX (s,t) 4(st 2min2(s,t)) 对任意 t 0, RX (t , t ) 3 4t 2是连续函数,
故X (t )是均方连续过程 .
同理 过程X (t) tW (1),对所有t 0均方连续.
t
定理5.2.4 若二阶矩随机过程{X(t),t∈T}均
定理5.2.2 {X(t),t∈T}在T上均方连续
对s0 , t0 T , 有
l.i.m
s s0
X (s)

X (s0 ),
l.i.m tt0
X (t )

X (t0 )
定理5.1.5之1)

lim
s s0
E(
X
(s)X
(t ))

E[ X
( s0
)X
(t0
)]
tt0
lim
s s0
t0∈T处均方连续,如果
l.i.m tt0
X (t )

X (t0 )
若X(t)对t T 都均方连续,称随机过程
{X(t) , t∈T} 是均方连续的.
定理5.2.2 (均方连续准则)
二阶矩过程{X(t),t∈T}在t0∈T 处连续的充 分必要条件是{X(t),t∈T}的相关函数R(s,t) 在
定义5.2.2 设{X(t), t∈T}是二阶矩过程,
X∈H, 如果
lim d( X (t), X ) lim X (t) X 0
tt0
tt0
称X(t)
均方收敛于X,记为
l.i.m X (t) tt0
X
注 l.i.m X (t ) X成立的充分必要条件是 t t0

随机过程及其平稳性PPT课件

随机过程及其平稳性PPT课件
coefficient)。
24
第24页/共43页
偏相关系数
X •
设 两


1
随机
变和X量2的是影三响个X。相3在互这之种间情都况有下关,系两的个随随机机变变量量,的每相个关随系机数变反量映都的包其含实有不另是
这两个变量之间的真正关系,因为这两个随机变量的水平都受第三个随机变量水
平的影响。设法将第三个变量的影响从前个变量中去掉后,再计算两“净值”序
.|. |
9
-0.159
-0.025
55.674
0.000
30

.**| . |
.|. |
10
- 0第. 23403页/共-40 3. 0页3 7
58.274
0.000
View/correlogram/选Level,OK
31
第31页/共43页
从上图样本自相关函数的值分析
• Autocorrelation的图形没有截尾或拖尾特征, • 还有许多值落在临界值范围之外,所以,可以初步判断时间序列Y有非平稳性。 • 下面分析DY的平稳性。
• 1983 615.0000
• 1984 726.0000
• 1985 992.0000
• 1986 1170.000
• 1987 1282.000
• 1988 1648.000
• 1989 1812.000
• 1990 1936.000
29
• 1991 2167.000
第29页/共43页
View/correlogram/level/ok
感谢您的观看!
43
第43页/共43页
800 600 400 200

随机过程及其统计描述ppt课件.ppt

随机过程及其统计描述ppt课件.ppt

任意时刻下,观测目的是X取什么值;全程的情况下, 观测目的是X(t)的函数形式.
7
12.1 随机过程的概念
随机相位正弦波
随机过程举例
考虑: X (t) a cos(t ), t (,)
式中 a,是正常数,是 (0, 2 ) 上服从均匀分布的随机变量。
当 在(0, 2 ) 内随机的取一个值 i ,可得样本函数:
2
0 cos(t1 ) cos(t2 ) f ( )d
a2
2
2
0 cos(t1 ) cos(t2 )d
a2
4
2
0 {cos[(t1 t2 ) 2 ] cos(t1 t2 )}d
a2 2
cos (t1
t2 )
方差函数
2 X
(t)
RX
(t , t )
2 X
(t)
a2 2
18
12.2 随机过程的统计描述
随机过程举例
抛掷一枚硬币的试验,样本空间是S={H,T}, 现借此定义随机过程:
cos t,
X (t) t,
当出现H, 当出现T,
t (, )
可将此随机过程改写为
X (t) Y cost (1Y )t ,
其中
Y
1, 0,
出现H 出现T
,
t (, )
X对Y和t的依赖,决定了X是一个随机过程. 确定了 Y之后,即可确定任意时刻和全程的观测结果.
集平均(统计平均)
X (t)是随机过程的所有样本函数在时刻 t 的函数值的平均值,通常称
这种平均为集平均或统计平均。
12
12.2 随机过程的统计描述
(二) 随机过程的数字特征
均方值函数
Ψ

随机过程课件

随机过程课件


1
m X (t1 )][ x2 m X (t 2 )] f ( x1 x2 ; t1 , t 2 )dx1dx 2 f ( x1, x2 ; t1 , t 2 )dx1dx 2
x x


1 2
X(t) 协方差与相关函数的关系为 当 mx (t ) 0 时 C X (t 1 , t 2 ) R X (t 1 , t 2 ) 在协方差定义中取t1=t2=t,就有
为XT 的均值函数或数学期望。其中F(x,t)是过程 的一维分布函数。 若是连续型随机变量,有 mX (t) xf(x,t)dx 其中f(x,t)是一维分布密度。 12

2.随机过程的方差 若 DX (t) 2 (t) E[X(t) mX (t)]2 存在,t∈T, X 称为X(t)的方差。 x (t) Dx (t) 称为X(t)的标准差。 它们描绘过程的样本曲线在各个t时刻对均 值 m X ( t ) 的离散程度, 对每个t1∈T, EX (t1 ) 反映t1状态取值的概率平均。 DX (t1 ) 反映t1状态取值与 EX (t1 ) 离散程度。 在工程中随机过程的均方值具有物理意义,比 较有用。均方值定义为: E[ X 2 (t )] X (t ) DX (t ) E( X 2 (t )) E 2 ( X (t )) 有关系式: 13 Dx (t ) x (t ) [mx (t )]2 即
第一章. 随机过程的基本概念
§1.1 随机过程及其概率分布
在实际问题中,有时需要对随机现象的变化进 行研究,这时就必须考虑无穷个随机变量或一族 随机变量, 我们就称这种随机变量族为随机过程。 例1: 生物群体的增长问题。在描述群体的发展 或演变过程中, 以 Xt 表示在时刻 t 群体的个数, 则 对每一个 t ,Xt 是随机变量。假设我们从 t =0 开 始每隔24小时对群体的个数观测一次, 则{Xt , t =0, 1, 2, ...}是一个随机过程。 例2: 电话呼唤问题。某电话总机在[0,t]时间 内收到的呼唤次数用 Xt 来表示, 则对于固定的 t , 1 Xt 是随机变量。于是{Xt , t ∈[0, ∞)}是随机过程。

随机过程的基本概念ppt课件

随机过程的基本概念ppt课件
求X(t)的均值、均方值和方差。
.
2.3 平稳随机过程
三、相关系数及相关时间
也称为归一化协方差函 数或标准协方差函数。
相关系数: rX()KXX 2 ()RX()X 2mX 2
相关时间:
0
0 rX()d
rX ( )
1
rX(0) 0.05
0
0
相关时间示意图
.
2.3 平稳随机过程
三、相关系数及相关时间
为随机过程X(t)的二维概率分布。定义
fX(x1,x2,t1,t2)2FX(xx11,xx22,t1,t2)
为随机过程X(t)的二维概率密度。 注意:X(t1)及X(t2)为同一随机过程上的随机变量。
.
2.2 随机过程的统计描述
2、二维概率分布
例2、设随机相位信号
X (n )co s( n/1 0 )
.
2.2 随机过程的统计描述
二、随机过程的数字特征(连续)
• 协方差函数
K X ( t 1 , t 2 ) E { [ X ( t 1 ) m X ( t 1 ) ] [ X ( t 2 ) m X ( t 2 ) ] } (1)如果 KX(t1,t2)0,则称 X (t1 )和 X (t2 )是不相关的。
.
2.3 平稳随机过程
一、定义
(1)严格平稳随机过程
f X ( x 1 , ,x n ,t 1 , ,t n ) f X ( x 1 , ,x n ,t 1 , ,t n )
一维概率密度: fX(x,t)fX(x)
二维概率密度: fX (x 1 ,x 2 ,t1 ,t2 ) fX (x 1 ,x 2 ,) t1 t2
接收机噪声
5
x1(t) 0

《数学随机过程》PPT课件

《数学随机过程》PPT课件
所以X与Y不相关。 故 (X,Y )=0 X与Y不相关
几何直观意义
3.3 随机分析初步
附注C—关于赋范线性空间概念的回顾
设V是一个线性空间,若 V,存在一个实数|| ||与
之对应,且具有下列性质:
(1) || ||0 , 且|| ||=0 =0 ; (2) ||c· ||= |c|·|| || , 特别 ||- ||= || ||; c R (3) || + || || ||+ || ||; V 则称|| || 为V中元素 的范数(norm)(模、长度),此时线
CXX (t1, t2 ) cov{ X (t1), X (t2 )} E{[ X (t1) mX (t1)][ X (t2 ) mX (t2 )]} | CXX (t1, t2 ) |2 | cov{ X (t1), X (t2 )} |2 | E{[ X (t1) mX (t1)][ X (t2 ) mX (t2 )]} |2 {E | [ X (t1) mX (t1)][ X (t2 ) mX (t2 )] |}2 E | X (t1) mX (t1) |2 E | X (t2 ) mX (t2 ) |2 D[ X (t1)]D[ X (t2 )]
3.3 随机分析初步
附注A—关于线性空间概念的回顾
设V是一个非空的集合,K是一个数域,又设
(a)在V中定义加法: , V : + V ; (b)在V中定义数乘: V, k K: k · V ; 且 , , V , k,l K , 满足 (1) k ,l K, , V : (2) +( +)= ( + )+ ; (3) + = + ; (4)0V, V: +0= ; (5) V, V: +=0 (6) 1 K: 1· = ; (7) k ,l K, V: (kl)· =k·(l) ; (8)k ,l K, V: (k+l) = k +l ; (9) k K, , V : k( + )= k + k .

随机过程讲义中科院

随机过程讲义中科院

第一章 概率论基础知识1. 事件、概率和概率空间1.1 随机事件的运算和概率1.2 σ代数(域)和Borel 集设全集为, 为一些的子集构成的集类,若满足 ΩF ΩF 1)F ∈Ω2) 对任意F ∈A ,F ∈A3)对任意有限或至多可数的{}F ⊂n A ,F ∈n nA U则称为一个F σ代数(域)给定一个集合Ω,就可以构造一个包含它的一个σ代数。

推广:给定一个集类,可以构造一个的一个C F C ⊂σ代数。

包含C 的最小的F σ代数,称为由C 生成的σ代数,记作()C σ。

例如设R =Ω,{}R b a a b b a R A A ∈∞−∞==,),,(),(),[:任意或或或C为R 上的一个集类,()C σ中的集合称为Borel 集,()C σ称为直线上的Borel 域,记为。

)(R B1.3 Kolmogorov 概率公理化定义给定全集和其子集构成的一个Ωσ代数,若定义在上的函数满足F F )(⋅P 1) 任意,F ∈A 1)(0≤≤A P ;2) ; 1)(=ΩP 3)对任意两两不交的至多可数集{}F ⊂n A ,∑=⎟⎠⎞⎜⎝⎛nn n n A P A P )(U 称为上的概率测度,)(⋅P F ),,(P F Ω称为概率空间。

1.4 随机变量的概念定义:设为一概率空间,(P ,,F Ω))(w X X =为Ω上的一个实值函数,若对任意实数x ,,则称()F ∈−∞−),(1x X X 为()P ,,F Ω上的一个(实)随机变量。

称()()()),()),(()(1x X P x X P x X P x F −∞=−∞∈=<=−为随机变量X 的分布函数。

随机变量实质上是到()F ,Ω())(,R R B 上的一个可测映射(函数)。

记{}F B ⊂∈=−)()()(1R B B X X σ,称)(X σ为随机变量X 所生成的σ域。

推广到多维情形,随机向量是T n X X X X ),,(21L =()F ,Ω到())(,n n R R B 上的一个可测映射。

随机过程课件chapter8平稳过程.pptx

随机过程课件chapter8平稳过程.pptx

称 X t S t 为随机相位周期信号,讨论其平稳性.
解 由假设, 的概率密度为
f
1 T
,
0<<T ,
0, 其它,
于是,均值函数
E[X
t ]
1 T
T
0
S
t
d
1 T
t T
t
S
d
1 T
T
0
S
d
常数
上面的第三个等号用到 S t 的周期性.
BUPT
8
1 平稳过程的概念
解:(续)同样,利用 S S 关于 的周期性,可得
BUPT
14
2.2自相关函数的性质
(4) 若平稳过程 X t 满足条件 X t X t l ,则称它
为周期过程,其中 l 为过程的周期. 周期平稳过程的自相关函 数必是以 l 为周期的周期函数. 因为:
RX l E[X t X t l] E[X t X t ] RX .
(5 ) RX 是非负定的,即对任意的 t1,t2 ,tn T 及任意
无关而只与 有关,则称X t,t T为宽(弱、广义)平稳过
程,并称 X 为它的均值, RX 为它的自相关函数.特别地.
一般来说,宽平稳过程不一定是严平稳过程.反过来,严 平稳过程一般也未必是宽平稳过程,因为它的二阶矩不一定 存在.
BUPT
6
1 平稳过程的概念
例 1.2 如果 Xn, n 0, 1, 2, 为互不相关的随机变
(3) RXY 2 RX 0 RY 0 .
这是由于
RXY 2 E[X t Y t ]2 E[X 2 t ]E[Y 2 t ] RX 0 RY (0)
(4) | RXY( )| 12[RX (0) RY(0)].

107499-概率统计随机过程课件-第七章(第一,二节)

107499-概率统计随机过程课件-第七章(第一,二节)

第七章统计量及其分布数理统计学的任务在实际问题中,经常遇到要确定一个随机变量的概率分布或它的某些数字特征。

例确定某厂年生产灯泡的次品率。

灯泡的质量通常用寿命这个指标来衡量,若规定,寿命低于1000小时者为次品,那么确定该厂生产灯泡的次品率可以归结为求灯泡的寿命x这个随机变量的分布函数F(x),因为若F(x)已知,则X(FP=<就是所要确定()10001000)的次品率。

如何确定灯泡寿命x的分布函数呢?一个很自然的想法是:把每个灯泡的寿命都测试出来,根据测试的结果,就可以确定x的分布函数。

然而这种做法在实际中是不可行的,因为灯泡的寿命试验具有破坏性,一旦我们获得所有灯泡的寿命数据,这些灯泡也就全部报废了。

因此,在灯泡寿命试验中,一般只能从整批灯泡中选取若干个来进行测试,这样就产生一个问题,如何从试验所得的部分数据推断整批灯泡的寿命x的分布函数呢?例确定某半导体厂生产的三极管的电流放大倍数X的平均值。

这个问题就是确定X的数字特征E(X)。

此时,测试三极管电流放大倍数虽不会遇到上例中的破坏性问题,但想通过逐个测试来计算算术平均值求得E(X)也是不可取的,因为逐个测试需要耗费大量的人力、物力和时间。

因此,在实际工作中,也只能对其中一部分三极管进行测试。

这样又产生与上例相类似的问题,即如何从试验所得到的部分数据来推断三极管电流放大倍数的平均值呢?从以上两例可以看到,在实际问题中经常需要通过试验所得的部分(或局部)数据来推断整体的种种性质(如分布、数字特征等)。

怎样进行合理的推断呢?这就是数理统计所要解决的主要任务。

由于这种从局部观察去推断整体的方法有着普遍的意义,因此数理统计的方法应用非常广泛,目前已应用于教育科学、工程技术、管理科学、自然科学以及社会科学等领域。

例如,教育科学中的教学质量评估、预测以及试卷质量的评价,工业生产中的产品质量控制于抽样检查,气象学中的天气预报,地震学中地震预报,医学中的疾病分析、药品疗效检验,农业生产中的产品估计于种子优选,人口学中的优生学和人口控制等等都渗透了数理统计的方法。

随机过程_课件

随机过程_课件

第一章 概率论基础1.从传统的长度概念说起1.1 区间(a,b )、[a,b]等都有长度,用字母L 表示,而且知道L (a,b)=b-a我们进而认为(*)L 是一种(函数)运算,自变量*为一维数轴上的区间,显然,(*)L 应满足:(1) L(*)0≥非负性;(2)有限可加性;(3)甚至要求满足可列可加性∑∞=∞==11)()(n n n n I L I L我们提出问题1:区间I 作为R 的子集,具有长度,那么R 的一般子集E 也有长度吗?答案是否定的。

因为传统长度是集合的右端点与左端点之差值,而只有区间这种集合才有端点。

问题2:是否可以推广L 为某*L 作为一般点集E 的长度呢?当然可以适当推广L 成为某种运算*L ,用以作为更广泛的一类集合(包含全体区间)的“长度”。

但是,事实表明,无论怎样改进*L ,都无法适应R 的全体子集。

1.2长度L 向某*L 推广的直接动力是,人们发现了Riemann积分的缺陷并希望加以改进。

Riemann 积分的缺陷1:()ba f x dx ⎰也可写成[,]()ab f x dx ⎰,积分符号的右下角就是积分区间,也就是积分范围,此范围不可以是一般的实数点集,只能是区间。

缺陷2:按照黎曼积分的定义(工科高数教材):(1)分割区间[,]a b 成为若干小区间1[,]k k xx -,1,2,,k n = (2)任意取小区间1[,]k k x x -的点k ξ,求值()k f ξ,进而得到第k 个小矩形的面积()k k x f ξ∆(3)做和1()n k k k x f ξ=∆∑,也即全体小矩形面积之和(4)01lim ()n k k k x f λξ→=∆∑,这一步是对前三步工作的无穷细化。

这种方法的核心思想是微小范围内以直代曲,例如,第k 个小矩形的面积应是()k x f x dx ∆⎰,但这里却以()k k x f ξ∆加以代替,依据是在很小区间1[,]k k x x -上,函数()f x 的变化不大,可以近似看成常数()kf ξ。

第三章通信原理《随机过程》

第三章通信原理《随机过程》

PPT文档演模板
第三章通信原理《随机过程》
•结论:平稳随机过程的均值(和方差是与时间t无关 的常数,自相关函数只是时间间隔τ的函数,而与所 选取的时间起点无关。
• 在工程中,我们常用这两个条件来直接判断随机 过程的平稳性,并把同时满足均值为常数、自相关 函数只与时间间隔 有关的随机过程定义为广义平稳 随机过程。
• 显然,严平稳必定是广义平稳,反之不一定成立。
• 在通信系统中所遇到的信号及噪声,大多可视为 平稳的随机过程。以后的讨论除特殊说明,均假定 是广义平稳的,简称平稳。
PPT文档演模板
第三章通信原理《随机过程》
• 下面我们来看一道例题,来判断一个随机过程 是否是平稳随机过程?
•例题:某随机过程是一个幅度、角频给定的正弦波, •其相位值是随机的,即 •式中: 与 为常数, 在 内均匀分布随 •机变量,试证明其为广义平稳过程。
•是二维概率密度函数。
• 协方差函数、 相关函数体现了随机过程
的二维统计特性。
PPT文档演模板
第三章通信原理《随机过程》
(3) 协方差函数与 相关函数的关系:
若随机过程的数学期望为零,则协方差函数与相 关函数是相同的。即使数学期望不为零,协方差函数 与相关函数尽管形式不同,但它们所描述的随机过程 内部联系的效果是相同的。本书将采用相关函数。
一维分布函数:
一维概率密度函数:
PPT文档演模板
第三章通信原理《随机过程》
•一般情况下: 一维分布函数: 一维概率密度函数:

即是 的函数,又是时间 的函数。很显然,
一维分布函数及一维概率密度函数仅仅表示了随机过程
在任一瞬间的统计特性,它对随机过程的描述很不充分,
通常需要在足够多的时间上考察随机过程的多维分布。

随机过程课件

随机过程课件

解得实值连续函数
x( t ) = x0e , t ≥ 0.
2)随机性方法 设时刻t 细菌数为随机变量X(t),设(t, t+Δt)内 增加的细菌数与Δt 有关而与t无关, 在X(t)=x条件下,X(t+Δt)变为x+1个的概率为
λt
P{X ( t + ∆t ) = x + 1 X ( t ) = x} = λx∆t + o(∆t )
X(t) p
2cost 2/3
-2cost 1/3
特别
X(0) 2
p 2/3
1
-2 1/3
X(
π
4 p
)
2
− 2
2/3
1/3
2) 分析
2
x(t,ω1)=2cost
-1
− 2
x(t,ω2)=-2cost

(X(0),X(π/4)) ( −2,− 2 ) ( 2, 2 )
p
1/3
2/3
服从二维两点分布 问题: 随机变量X(0)和X(π/4)是否相互独立?
称F为XT 的有限维分布函数族.
XT的任意有 限维分布函 数的全体构 成的集合
定义3 过程{ X ( t ), t ∈ T } 的n 维特征函数定义为
φ (t1 , t 2 ,L , t n ; θ1 ,θ 2 ,L ,θ n )
= E {e
i [θ 1 X ( t 1 ) + L+θ n X ( t n )]
Tt1 ,L , Tt n 相互独立.
3) 独立增量过程
, 对任一正整数n及任意 t i ∈ T , t1 < t 2 < L < t n 随 机变量
  1. 1、下载文档前请自行甄别文档内容的完整性,平台不提供额外的编辑、内容补充、找答案等附加服务。
  2. 2、"仅部分预览"的文档,不可在线预览部分如存在完整性等问题,可反馈申请退款(可完整预览的文档不适用该条件!)。
  3. 3、如文档侵犯您的权益,请联系客服反馈,我们会尽快为您处理(人工客服工作时间:9:00-18:30)。
此即为 Kolmogrov—Feller 前进方程。
(四)Kolmogrov—Feller 后退方程
根据 C-K 方程,取任意充分小的 ∆ t > 0 ,有:
pi j (t + ∆ t ) = pi j (∆ t + t ) = ∑ pi k (∆ t ) p k j (t ) =
k∈S
= pi i (∆ t ) pi j (t ) +
P{ X (t n +1 ) = in+1 X (t1 ) = i1 , X (t 2 ) = i2 ,L, X (t n ) = in } = P{ X (t n +1 ) = in+1 X (t n ) = in }
则称此随机过程为参数连续状态离散的马氏过程(纯不连续马氏过程) 。
对于纯不连续马氏过程,有:
注:当状态为无限可列时,也可以定义形式上的 Q 矩阵。
(三)Kolmogrov—Feller 前进方程
由 C-K 方程,取任意充分小的 ∆ t > 0 ,有:
pi j (t + ∆ t ) = ∑ pi k (t ) p k j (∆ t ) =
k∈S
= pi j (t ) p j j (∆ t ) +
令 ∆ t → 0 ,我们有:
= qi i pi j (t ) +
k∈S , k ≠ i
∑q
ik
p k j (t ) +
ο (∆ t )
∆t
d pi j (t ) dt
当状态有限时,记:
= ∑ qi k p k j (t ) i , j ∈ S , t ≥ 0
k∈S
p0 j (t ) p t ( ) 1j S j (t ) = M p (t ) n j
pi j ( ∆ t ) − δ i j
∆t
我们称 qi j 为从状态 i 到状态 j 的无穷小转移率或跳跃强度,显然有:
中国科学院大学 2013~2014 第一学期
随机过程讲稿
孙应飞
pi j ( ∆ t ) i≠ j lim , ∆ t →0 ∆ t qi j = p (∆ t ) − 1 lim i i , i= j ∆ t →0 ∆t
(二)无穷小转移率 qi j 及转移率矩阵( Q 矩阵)
取任意充分小的 ∆ t > 0 ,由连续性条件及上面的注,我们有:
p i j ( ∆ t ) = p i j ( 0) + q i j ∆ t + ο ( ∆ t ) = δ i j + q i j ∆ t + ο ( ∆ t )
即 + 7e −8t P(t ) = 8 −8t 1− e 8
初始分布为:
7 − 7 e −8 t 8 7 + e −8 t 8
q0 = P{ X (0) = 0} = 1 / 10 ; q1 = P{ X (0) = 1} = 9 / 10
(1) 计算矩阵 P (0) ; (2) 计算概率: P{ X (0.2) = 0} ; P{ X (0.2) = 0 X (0) = 0} ;
k∈S
连续性条件:
1, i = j = δ = lim p ( t ) i j i j t →0 0 , i ≠ j
满足连续性条件的马氏过程称为随机连续的马氏过程。 注: i, j 固定时,可以证明齐次纯不连续,并且随机连续的马氏过程的转移 概率 pi j (t ) 是关于 t 的一致连续函数,并且是可微的。
由:
k∈S , k ≠ j
∑p
ik
(t ) p k j (∆ t ) ( i ∈ S )
中国科学院大学 2013~2014 第一学期
随机过程讲稿
孙应飞
pk j (∆ t ) = qk j ∆ t + ο (∆ t ) k ≠ j p j j (∆ t ) = 1 + q j j ∆ t + ο (∆ t )
中国科学院大学 2013~2014 第一学期
随机过程讲稿
孙应飞
p i j (t ) ≥ 0 i, j ∈ S , t ≥ 0 ∑ p (t ) = 1 i ∈ S , t ≥ 0 i j j ∈S
以下我们主要讨论齐次纯不连续马氏过程。 纯不连续马氏过程的 C-K 方程: 一般情形:
k ≠ j k∈S
∑p
ik
(t )
中国科学院大学 2013~2014 第一学期
随机过程讲稿
孙应飞

∑p
k∈S
ik
(t ) = 1
可知
k ≠ j k∈S
∑p
ik
(t ) = 1 − pi j (t )
因此,我们有:
S = {1,2,L, m} , 当 i ≠ j , i, j = 1,2,L, m 时 , qi j = 1 , qi i = −(m − 1), i = 1,2,L, m ,求 pi j (t ) 。
解:由 K-F 前进方程,可知:
d pij (t ) dt
= −(m − 1) pij (t ) +
孙应飞
r p (0) = ( p0 (0), p1 (0),L, pn (0) )
解此方程可得任意时刻该过程的一维概率分布。
(六)例子 例 1 假设某服务台有一部电话,如果在 t 时刻电话正被使用,置 X (t ) = 1 , 否则置 X (t ) = 0 ,因此 { X (t ) ; t ≥ 0} 为一纯不连续马氏过程。假设此过程的转 移概率矩阵为:
则有:
d S j (t ) dt
初始条件为:
= Q S j (t )
j = 0,1,2,L, n
中国科学院大学 2013~2014 第一学期
随机过程讲稿
孙应飞
0 M S j (0) = 1 ( j + 1) M 0
上面的方程组即为 Kolmogrov—Feller 后退方程
有:
pi j (t + ∆ t ) = = pi j (t )[1 + q j j ∆ t + ο (∆ t )] +
即有:
k∈S , k ≠ j
∑p
ik
(t )[q k j ∆ t + ο (∆ t )]
pi j (t + ∆ t ) − pi j (t ) ∆t
令 ∆ t → 0 ,我们有:
= ∑ pi k (t )qk j +
k∈S
ο (∆ t )
∆t
d pi j (t ) dt
由初始条件:
= ∑ pi k (t )qk j
k∈S
i, j ∈ S, t ≥ 0
p i j ( 0) = 0 i ≠ j pi i (0) = 1
即可求解上面的方程组。 当状态有限时,我们令:
Γi (t ) = ( pi 0 (t ), pi1 (t ),L, pin (t ) )
P{ X (0.1) = 0, X (0.6) = 1, X (1.1) = 1 X (0) = 0} ; P{ X (1.1) = 0, X (0.6) = 1, X (0.1) = 0} ;
(3) 计算 t 时刻的一维分布; (4) 计算 t 时刻的转移率矩阵;
例 2 设有参数连续、状态离散的马氏过程 { X (t ), t ≥ 0} ,状态空间为:
两边求极限,即有:
∑q
j∈S
ij
=0
当状态有限的时候,我们可以定义一个矩阵如下:
q00 q Q = 10 M q n0
称 Q 为转移率矩阵或 Q 矩阵。
q01 q11 M q n1
q02 L q0 n q12 L q1n M M qn 2 L q nn ( n+1)×( n+1)
即有:
r d p (t ) r d P(t ) r r = p (0) = p (0) P (t ) Q = p(t ) Q dt dt
因此,得:
r d p (t ) r = p(t ) Q dt
此即为 Fokker-Planck 方程,其初始条件为
中国科学院大学 2013~2014 第一学期
随机过程讲稿
P{ X (t 2 ) = j X (t ′) , 0 ≤ t ′ ≤ t1} = P{ X (t 2 ) = j X (t1 ) = i} t1 ≤ t 2 , i, j ∈ S
记:
pi j (t1 , t 2 ) = ˆ P{ X (t 2 ) = j X (t1 ) = i}
称此条件概率为纯不连续马氏过程的转移概率。 显然有:
由:
k∈S , k ≠ i
∑p
ik
(∆ t ) pk j (t ) ( i ∈ S )
pi k ( ∆ t ) = q i k ∆ t + ο ( ∆ t ) k ≠ i pi i ( ∆ t ) = 1 + q i i ∆ t + ο ( ∆ t )
得:
pi j (t + ∆ t ) − pi j (t ) ∆t
(五)Fokker-Planck 方程
讨论有限状态的情形,令: p j (t ) = P{ X (t ) = j} 过程的初始分布为:
r p (0) = ( p0 (0), p1 (0),L, pn (0) )
设在 t 时刻时,过程所处各状态的概率分布为:
r p (t ) = ( p0 (t ), p1 (t ),L, p n (t ) )
pi j (t1 , t 2 ) ≥ 0 ∑ p (t , t ) = 1 i ∈ S 1 2 ij j∈S
相关文档
最新文档