随机微分方程 oksendal 答案
随机微分方程数值解法.
的数值算法。
N
h (T t0 ) / N ,tn t0 nh,
设 是正整数,
利用随机
Taylor展开式和Itó公式,可以得到:
y(tn1) y(tn) I0 f (y(tn)) I1g(y(tn)) I11L1g(y(tn)) I00L0 f (y(tn)) R, (11) 其中R 是余项,算子 L0和 L1 分别为
随机微分方程数值解法
2013年11月18日
随机微分方程数值解法
1.随机微分方程概述
1.1 布朗运动介绍 1.2 随机积分 1.3 两种形式的随机微分方程
2.随机微分方程数值方法介绍
2.1 随机Taylor展开 2.1 Euler方法 2.2 Milstein方法
3. 数值试验
3.1 精度数值试验 3.2 稳定性数值试验
是可以相互转换的。在标量情形下,对方程(6)令
f (t, y(t )) f (t, y(t )) 1 g (t, y(t ))g(t, y(t )), 2 y
在矢量情形下,令
f i (t, y(t ))
fi
(t,
y(t ))
1 2
m j 1
d k 1
gik y j
(t,
y(t ))g jk (t ,
2) 有些随机微分方程的解析解虽然可以求到,但是形式很复 杂,处理起来很不方便。
3) 在实际应用中,实用的方法是在计算机上进行数值求解,
即不直接求出 y(t ) 的解析解,而是在解所存在的区间上,求得一 系列点 xn(n 1, 2, ) 上的近似值。
2.随机微分方程数值方法介绍
目前随机微分方程的数值求解方法有Euler方法、Milstein方 法 、Runge-Kutta方法等。Runge-Kutta方法的复杂程度比Euler 方法和Milstein方法的程度要高。在实际应用中,一般情况下用 Euler方法和Milstein方法来对模型进行数值模拟。由于Itó型随机 微分方程与Stratonovich型随机微分方程是可以相互相互转化的, 以下介绍求解Itó型随机微分方程(6)的Euler方法和Milstein方法。
微分方程练习题基础篇答案.docx
常微分方程基础练习题答案求下列方程的通解dydyx 2Ce 2, C 为任意常数1.xy 分离变量xdx , ydxydy x dx , y Ce1 x22.xydx 1 x 2 dy 0 分离变量1 , C 任意常数yx 2dy 1 3.xy y ln y 0 分离变量dx , y Ce xy ln yx4.( xy 22y y)dy 0 分离变量 ydyxdx2)(12) Cx)dx ( xy 21 x2,(1yx15.dy(2 x y 5)2令 u2x y 5 则du2 dy , du2 dx , 1 arctan ux C 1 dxdxdx u 2 2 2dy x y dy 1 yy , dy u xdu,代入得 2x ,令 u 1 u du 1dx6.x ,原方程变为dxdxy1 y x dxdx 1 u 2xx2arctan u uln xC , uy x回代得通解2arctany xln xyxCdyy y 2y dudx 7.xy y x2y 20 dxxxx1 u 2x1 ,令 u,代入得arctanu ln x C, uy 回代得通解 arctan yln x y Cx xx8.xdyy lny,方程变形为dyyln y,令 u y du dx eCx 1,yxeCx 1,, udx xdx x x x u(ln u 1)x9. dy2xdx2 xdxdx C) Cex22xy 4x ,一阶线性公式法 y e( 4 xe2dx 10.dyy2x 21 ( 2x 2e1dx C) x 3Cxdxdxdx x11.( x 21)y2xy 4x 2,方程变形为 y2xy 4x 21 (43C)2x 2一阶线性公式法 y1 x2 xx 11312.( y 2 6x)dy2y0,方程变形为dx3 x1 y 一阶线性公式法 y 1 y2 Cy 3dxdy y2213. y 3xy xy2,方程变形为 1 dy3x1x 伯努利方程,令 z y 1,dzy 2dy代入方程得y 2 dxydxdxdz 3xz x 一阶线性公式法再将 z 回代得 13 x 2Ce2dxy1314.dy1 y1(1 2x) y 4 ,方程变形为 1 dy1 1 1 (1 2x) 伯努利方程,令 dx 33 y4 dx3 y 33zy 3, dz3y 4dy代入方程得 dzz 2x 1,一阶线性公式法再将z 回代得dx dxdx1 Ce x2x 1y 315.y5y 6 y 0 ,特征方程为 r 2 5r 6 0 ,特征根为 r 12, r 23 ,通解y C 1e 2x C 2e 3x16.16y 24y 9y0,特征方程为 16r224r 9 0 ,特征根为 r 1,23 ,通解43 xy(C 1 C 2 x)e 417.yy0 ,特征方程为 r 2 r 0 ,特征根为 r 1 0, r 2 1 ,通解 y C 1 C 2e x18.y4y5y 0 ,特征方程为 r 2 4r 5 0 ,特征根为 r 1 2 i, r 2 2 i ,通解y e 2 x (C 1 cos x C 2 sin x)19.( x 2 y)dx xdy0 ,全微分方程 x 2 dx ( ydxxdy)0 ,d x 3d( xy) 0 ,通解x 3xy C3320.( x 3 y)dx ( xy)dy 0 ,全 微 分 方程x 3dx ( ydx xdy ) ydy,d x 4d( xy)d y 20 ,通解 x 4xyy 2C424221.( x 2 y 2 )dx (2 xy y)dy 0 全微分方程 x 2dx( y 2 dx 2xydy ) ydy 0,d x3d ( xy 2) dy 20 ,通解x 3xy 2y 2 C3 2 3222.(x cosy cosx) y ysin x sin y 0 ,全微分方程( xcos ydy sin ydx) (cos xdyysin xdx)0, d( x sin y) d( y cosx) 0 ,通解xsin y y cosx C23.(3 x 2 y)dx (2 x 2 y x)dyC ,3x 2 dx 2x 2 ydyydx xdy 0 ,积分因子1x 2 ,方程变为 3dx 2ydyydx xdy 0 , d3x dy 2dy0 ,通解 3x y 2y Cx 2xx24.xdxydy( x2y 2)dx,积分因子1,方程变为xdx ydydx 0 ,2y 2x 2y 2xd[ 1ln( x2y 2)]dx 0 通解1ln( x 2 y 2 ) x C2225.( x 2 y 2y)dx xdy 0 , ( x 2 y 2 )dx ydx xdy 0 ,积分因子1,方程变为x 2y 2 dxydxxdy0 , dxxx Cx 2y 2d arctan0,通解 x arctanyy26. y e3xsin x ,可降阶 y( n)f (x) 型,逐次积分得通解 y1e 3 x sin x C 1x C 2927. y1 y2 , 可 降 阶 令 p( x)y , 原 方 程 化 为 p1 p2 可分离变量型,得yp tan( xC 1 ) ,积分得通解 y ln cos(x C 1 ) C 228.yyx ,可降阶 yf (x, y ) 型,令 p(x) y ,原方程化为 ppx ,一阶线性非齐次公式法得 y pC 1e x x 1 ,积分得通解 y C 1e x1 x2 x C 2229. y y 3y ,可降阶 yf ( y, y ) 型,令 p( y) y , y pdp,原方程化为 pdpp 3pdydy即 p[dp(1 p 2)]0 , p0 是 方 程 的 一 个 解 , 由dp(1 p 2 ) 0 得dydyarctan p y C 1 即 yp tan( y C 1) ,通解为 y arcsin e x C 2C 1xf (x) e xP m ( x) 型,1是特征方程230.y 2 y y 4xe ,二阶常系数非齐次2 10的重根,对应齐次方程的通解为 Y(C 1C 2 x)e x ,设特解为 y *x 2 (ax b)e x ,代入方程得 (6ax 2b)ex4xe x,得 a2, b 0 ,故原方程的特解为 y *2x 3e x ,原方程通33解为 y (C1C2 x)e x 2x3e x 331.y a y ex ,二阶常系数非齐次 f ( x)e m特征方程ra0 ,特征值为1,2ai2x P(x) 型,22r,对应齐次方程的通解为YC1 cosax C2 sin ax , 1 不是特征根,设原方程特解为y*Ae x Ae x a2 Ae x e x,得 A12则 y*e x2 ,原方程通解为,代入方程得1a 1 ay C1 cosax C2 sin axe x 1a232.y y x cosx ,对应齐次方程的通解为Y C1 cos x C2 sin x ,设y y x 的一个特解为y1Ax B 代入此方程得A1,B 0 ,故y1x ;设y y cosx 的一个特解为 y2Ex cos x Dx sin x 代入此方程得E0, D1,故y21xsin x ;原方程22通解为Y C cosx C sin x x1xsin x 12233.y 6 y9 y e x cos x ,特征方程r26r90 ,特征值为 r1,23,对应齐次方程的通解为Y C1e3x C2 xe3x,1i 不是特征根,原方程特解设为y*e x (a cos x b sin x)代入方程得a3, b4,则 y*e x (3cos x4sin x)25252525,原方程通解为Y C e3x C xe3x e x (3cosx 4sin x)12252534.已知y1e3 x xe2 x , y2e x xe2x , y3xe2 x是某二阶常系数非齐次线性方程的三个解,则该方程的通解y()答案: y C1e x C2 e3 x xe2 x,y1y3e 3x , y2y3e x是对应齐次方程两个线性无关的解35.函数 yC 1e x C 2 e 2x xe x 满足的一个微分方程是()( A) yy 2y 3xe x( B) y y 2 y 3e x(C ) yy 2 y 3xe x( D ) yy 2 y 3e x解析:特征根为 1 1,22,则特征方程为(1)( 2) 0 即22 0 ,故对应齐次方程为 y y 2 y0 ; y *xe x为原方程的一个特解,1,为单根,故原方程右端非齐次项应具有xf ( x) Ce 的形式。
最新常微分方程(第三版)答案
常微分方程(第三版)答案常微分方程习题答案2.11.«Skip Record If...»,并求满足初始条件:x=0,y=1的特解.解:对原式进行变量分离得«Skip Record If...»«Skip Record If...»并求满足初始条件:x=0,y=1的特解. 解:对原式进行变量分离得:«Skip Record If...»3 «Skip Record If...»解:原式可化为:«Skip Record If...»«Skip Record If...»«Skip Record If...»«Skip Record If...»12.«Skip Record If...»解«Skip Record If...»«Skip Record If...»«Skip Record If...»15.«Skip Record If...»«Skip Record If...»16.«Skip Record If...»解:«Skip Record If...»«Skip Record If...»,这是齐次方程,令«Skip Record If...»17. «Skip Record If...»解:原方程化为«Skip Record If...»令«Skip Record If...»方程组«Skip Record If...»«Skip Record If...»则有«Skip Record If...»令«Skip Record If...»当«Skip Record If...»当«Skip Record If...»另外«Skip Record If...»«Skip Record If...»19. 已知f(x)«Skip Record If...».解:设f(x)=y, 则原方程化为«Skip Record If...»两边求导得«Skip Record If...»«Skip Record If...»«Skip Record If...»«Skip Record If...»«Skip Record If...»«Skip Record If...»20.求具有性质 x(t+s)=«Skip Record If...»的函数x(t),已知x’(0)存在。
《随机信号分析》-高新波等-课后答案
C = *第0章1/1;1/ 2;1/ 3;1/4;1/ 5;1/ 6;2 /1;2 / 2;2 / 3;2 /4;2 / 5;2/6;3/l;3/2;3/3;3/4;3/5;3/6;4/l;4/2;4/3;4/4;4/5;4/6;5/l;5/2;5/3;5/4;5/5;5/6;6/l;6/2;6/3;6/4;6/5;6/64 = {l/l;2/2;3/3;4/4;5/5;6/6}1/5;!/ 6;2 /4;2 / 5;2 / 6;3 / 3;3 / 4;3 / 5;3 / 6;4 / 2;4 / 3;4 / 4;4 / 5;'4/6;5/l;5/2;5/3;5/4;5/5;5/6;6/l;6/2;6/3;6/4;6/5;6/6 /1 /1;1 / 2;1 / 3;1 / 4;1 / 5;1 / 6;2 /1;2 / 2;2 / 3;2 / 4;2 / 5;2 / 6;3 /1;3 / 2;'3/3;3/4;3/5;3/6;4/l;4/2;4/3;5/l;5/2;5/3;6/l;6/2;6/3B =0.2(2)'0用)=x < 00<x<30x 2/12 2x -3-x 2/4,3<x <41 x>4P (l<x<7/2)=f^v +⑴⑶0.3E (X )= L 2<T :t/r = £ ~^y %dy =E (X2)=「Ji 奇dx = 了241a\^e~y 晶尸dy = 2a 2r (2)= 2a 2o(x)=£(/)-(研x))2=2尸_m S=04292S 0.4⑴£(Jf)=(-1)x03+0x0.44-1x03=0£(K)=1x0.4+2x0.2+3x0.4=2(2)由于存在X=0的情况,所以研Z)不存在(3)E(Z)=(-1-1)2x0.2+(-1-2)2xO.l+(O-l)2xO.l+(0-3)2x0.3+(l-l)2xO.1+0-2)2x0.1+(1-3)2x0.1=5 0.5X=ln*,当\dy\=^M=^e(Iny-mf2/”00.6t2+勺血s=£0<x<l,0<.y<2f32\X x~.—+—s as=(363-)7X*i X丁-312=诉号>=2尸号间=fp+导=土名/(x)0.7££be~^x+y^dxdy=[/>(1-e~'\~y dy=/>(1-e-,)= 1,/>=(!—e~x尸/(x)=he~x Ve-y dy=—^e~x fi<x<\f(y)=be~y^e~x dx—e~y,y>00.8(1)x,v不独立⑵F(z)=££~'|(X+yY{x+y}dxdy=£|/『(xe~x +ye~x}ixdy =g按(1一(1+Z一*片5+*(]_e-(z-y)肱,=]_]+z+/2\2f(z)=F'(z)=\+z+—e~:-(1+z)e~z=—e-2,z>0、2)20.9。
(完整版)随机过程习题答案
(完整版)随机过程习题答案随机过程部分习题答案习题22.1 设随机过程b t b Vt t X ),,0(,)(+∞∈+=为常数,)1,0(~N V ,求)(t X 的⼀维概率密度、均值和相关函数。
解因)1,0(~N V,所以1,0==DV EV ,b Vt t X +=)(也服从正态分布,b b tEV b Vt E t X E =+=+=][)]([ 22][)]([t DV t b Vt D t X D ==+=所以),(~)(2t b N t X ,)(t X 的⼀维概率密度为),(,21);(222)(+∞-∞∈=--x ett x f t b x π,),0(+∞∈t均值函数 b t X E t m X ==)]([)(相关函数)])([()]()([),(b Vt b Vs E t X s X E t s R X ++==][22b btV bsV stV E +++=2b st +=2.2 设随机变量Y 具有概率密度)(y f ,令Yt e t X -=)(,0,0>>Y t ,求随机过程)(t X 的⼀维概率密度及),(),(21t t R t EX X 。
解对于任意0>t,Yt e t X -=)(是随机变量Y 的函数是随机变量,根据随机变量函数的分布的求法,}ln {}{})({);(x Yt P x e P x t X P t x F t Y ≤-=≤=≤=-)ln (1}ln {1}ln {tx F t x Y P t x Y P Y --=-≤-=-≥= 对x 求导得)(t X 的⼀维概率密度xtt x f t x f Y 1)ln ();(-=,0>t)(][)]([)(dy y f e eE t X E t m yt tY X相关函数+∞+-+---====0)()(2121)(][][)]()([),(212121dy y f e e E e e E t X t X E t t R t t y t t Y t Y t Y X 2.3 若从0=t 开始每隔21秒抛掷⼀枚均匀的硬币做实验,定义随机过程=时刻抛得反⾯时刻抛得正⾯t t t t t X ,2),cos()(π试求:(1))(t X 的⼀维分布函数),1(),21(x F x F 和;(2))(t X 的⼆维分布函数),;1,21(21x x F ;(3))(t X 的均值)1(),(X X m t m ,⽅差 )1(),(22X Xt σσ。
(完整版)高等数学第七章微分方程试题及答案
(完整版)高等数学第七章微分方程试题及答案第七章常微分方程一.变量可分离方程及其推广 1.变量可分离的方程(1)方程形式:()()()()0≠=y Q y Q x P dxdy通解()()?+=C dx x P y Q dy(注:在微分方程求解中,习惯地把不定积分只求出它的一个原函数,而任意常数另外再加)(2)方程形式:()()()()02211=+dy y N x M dx y N x M通解()()()()C dy y N y N dx x M x M =+??1221()()()0,012≠≠y N x M 2.变量可分离方程的推广形式(1)齐次方程=x y f dx dy 令u xy=,则()u f dx du x u dx dy =+= ()c x c xdxu u f du +=+=-??||ln二.一阶线性方程及其推广1.一阶线性齐次方程()0=+y x P dxdy 它也是变量可分离方程,通解()?-=dxx P Ce y ,(c 为任意常数) 2.一阶线性非齐次方程()()x Q y x P dxdy=+ 用常数变易法可求出通解公式令()()?-=dxx P ex C y 代入方程求出()x C 则得()()()[]+=??-C dx e x Q e y dx x P dx x P3.伯努利方程()()()1,0≠=+ααy x Q y x P dxdy令α-=1y z 把原方程化为()()()()x Q z x P dxdz αα-=-+11 再按照一阶线性非齐次方程求解。
4.方程:()()x y P y Q dx dy -=1可化为()()y Q x y P dydx =+ 以y 为自变量,x 为未知函数再按照一阶线性非齐次方程求解。
四.线性微分方程解的性质与结构我们讨论二阶线性微分方程解的性质与结构,其结论很容易地推广到更高阶的线性微分方程。
二阶齐次线性方程 ()()0=+'+''y x q y x p y (1)二阶非齐次线性方程 ()()()x f y x q y x p y =+'+'' (2) 1.若()x y 1,()x y 2为二阶齐次线性方程的两个特解,则它们的线性组合()()x y C x y C 2211+(1C ,2C 为任意常数)仍为同方程的解,特别地,当()()x y x y 21λ≠(λ为常数),也即()x y 1与()x y 2线性无关时,则方程的通解为()()x y C x y C y 2211+=2.若()x y 1,()x y 2为二阶非齐次线性方程的两个特解,则()()x y x y 21-为对应的二阶齐次线性方程的一个特解。
常微分方程第三版课后习题答案
习题1.21.dxdy=2xy,并满足初始条件:x=0,y=1的特解。
解:ydy=2xdx 两边积分有:ln|y|=x 2+c y=e2x +e c =cex 2另外y=0也是原方程的解,c=0时,y=0原方程的通解为y= cex 2,x=0 y=1时 c=1 特解为y= e 2x .2. y 2dx+(x+1)dy=0 并求满足初始条件:x=0,y=1的特解。
解:y 2dx=-(x+1)dy2y dy dy=-11+x dx两边积分: -y1=-ln|x+1|+ln|c| y=|)1(|ln 1+x c另外y=0,x=-1也是原方程的解 x=0,y=1时 c=e 特解:y=|)1(|ln 1+x c3.dx dy =yx xy y 321++解:原方程为:dxdy =y y 21+31x x + y y 21+dy=31x x +dx 两边积分:x(1+x 2)(1+y 2)=cx 24. (1+x)ydx+(1-y)xdy=0 解:原方程为:y y -1dy=-xx 1+dx两边积分:ln|xy|+x-y=c另外 x=0,y=0也是原方程的解。
5.(y+x )dy+(x-y)dx=0解:原方程为:dx dy =-yx y x +-令xy=u 则dx dy =u+x dx du 代入有:-112++u u du=x 1dxln(u 2+1)x 2=c-2arctgu 即 ln(y 2+x 2)=c-2arctg 2xy. 6. xdxdy-y+22y x -=0 解:原方程为:dx dy =x y +xx ||-2)(1x y -则令xy=u dx dy =u+ x dx du211u - du=sgnxx1dx arcsinxy=sgnx ln|x|+c 7. tgydx-ctgxdy=0 解:原方程为:tgy dy =ctgxdx 两边积分:ln|siny|=-ln|cosx|-ln|c| siny=x c cos 1=xccos 另外y=0也是原方程的解,而c=0时,y=0.所以原方程的通解为sinycosx=c.8 dx dy +ye x y 32+=0 解:原方程为:dx dy =ye y 2e x 32 ex3-3e2y -=c.9.x(lnx-lny)dy-ydx=0 解:原方程为:dx dy =x y ln xy令x y=u ,则dx dy =u+ x dx duu+ xdxdu=ulnu ln(lnu-1)=-ln|cx| 1+lnxy=cy. 10.dxdy =e yx - 解:原方程为:dxdy =e x e y- e y=ce x11dxdy =(x+y)2解:令x+y=u,则dx dy =dxdu -1 dx du -1=u 2211u +du=dx arctgu=x+c arctg(x+y)=x+c12.dx dy =2)(1y x + 解:令x+y=u,则dx dy =dxdu -1dx du -1=21uu-arctgu=x+c y-arctg(x+y)=c. 13.dx dy =1212+-+-y x y x 解: 原方程为:(x-2y+1)dy=(2x-y+1)dx xdy+ydx-(2y-1)dy-(2x+1)dx=0 dxy-d(y 2-y)-dx 2+x=cxy-y 2+y-x 2-x=c14:dx dy =25--+-y x y x 解:原方程为:(x-y-2)dy=(x-y+5)dx xdy+ydx-(y+2)dy-(x+5)dx=0dxy-d(21y 2+2y)-d(21x 2+5x)=0 y 2+4y+x 2+10x-2xy=c.15: dxdy=(x+1) 2+(4y+1) 2+8xy 1+ 解:原方程为:dxdy=(x+4y )2+3令x+4y=u 则dx dy =41dx du -4141dx du -41=u 2+3 dx du=4 u 2+13 u=23tg(6x+c)-1 tg(6x+c)=32(x+4y+1).16:证明方程y x dxdy=f(xy),经变换xy=u 可化为变量分离方程,并由此求下列方程: 1) y(1+x 2y 2)dx=xdy2) y x dx dy =2222x -2 y x 2y+ 证明: 令xy=u,则x dx dy +y=dxdu 则dx dy =x 1dx du -2x u,有:u x dxdu=f(u)+1)1)((1+u f u du=x1dx所以原方程可化为变量分离方程。
随机过程答案
第一章习题解答1. 设随机变量X 服从几何分布,即:(),0,1,2,k P X k pq k ===。
求X 的特征函数,EX 及DX 。
其中01,1p q p <<=-是已知参数。
解()()jtxjtkk X k f t E eepq ∞===∑()k jtkk p q e∞==∑ =0()1jt kjtk pp qe qe ∞==-∑又200()kkk k q qE X kpq p kq p p p ∞∞======∑∑222()()[()]q D X E X E X P =-=(其中 00(1)nnn n n n nxn x x ∞∞∞====+-∑∑∑)令 0()(1)n n S x n x ∞==+∑则 1000()(1)1xxnn k n xS t dt n t dt x x∞∞+===+==-∑∑⎰⎰202201()()(1)11(1)1(1)xn n dS x S t dt dxx xnx x x x ∞=∴==-∴=-=---⎰∑同理 2(1)2kkkk k k k k k x k x kx x ∞∞∞∞=====+--∑∑∑∑令20()(1)k k S x k x ∞==+∑ 则211()(1)(1)xkk k k k k S t dt k t dt k xkx ∞∞∞+====+=+=∑∑∑⎰)2、(1) 求参数为(,)p b 的Γ分布的特征函数,其概率密度函数为1,0()0,0()0,0p p bxb x e x p x b p p x --⎧>⎪=>>Γ⎨⎪≤⎩(2) 其期望和方差;(3) 证明对具有相同的参数的b 的Γ分布,关于参数p 具有可加性。
解 (1)设X 服从(,)p b Γ分布,则10()()p jtxp bxX b f t ex e dx p ∞--=Γ⎰ 1()0()p p jt b x b x e dx p ∞--=Γ⎰101()()()()(1)p u p p p p p b e u b u jt b x du jt p b jt b jt b∞----==Γ---⎰ 10(())x p p e x dx ∞--Γ=⎰ (2)'1()(0)X p E X f j b∴== 2''221(1)()(0)X p p E X f j b +== 222()()()PD XE X E X b∴===(4) 若(,)i i X p b Γ 1,2i = 则121212()()()()(1)P P X X X X jt f t f t f t b-++==-1212(,)Y X X P P b ∴=+Γ+同理可得:()()iiP X b f t b jt∑=∑-3、设ln (),()(k Z F X E Z k =并求是常数)。
应用随机过程答案1
2. (1) 求参数为的()b p ,分布的特征函数,其概率密度为Γ()()是正整数p b x x e x p b x p bx p p ,0 000,1>⎪⎩⎪⎨⎧≤>Γ=−−(2)求其期望和方差。
(3)证明对具有相同参数的b Γ分布,关于参数具有可加性。
p 函数有下面的性质:解 (1) 首先,我们知道Γ()()! 1−=Γp p根据特征函数的定义,有()[]()()()()()()()()()()()()()()()()()()()()pp p x jt b p p xjt b p p x jt b p p xjt b p p xjt b p p bxp p jtxjtxjtXX jt b b jt b p p b dxe x jt b p p b dx e x jt b p p b dx e x jt b p p b e x jt b p b dx e x p b dx e x p b edx x p e e E t f ⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛−=−−Γ=−−Γ==−−Γ=−−Γ+−−Γ=Γ=Γ===∫∫∫∫∫∫∞−−−∞−−−∞−−−∞−−−∞−−−−−∞∞∞−!1!11110010202010110L所以()pX jt b b t f ⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛−=(2)根据期望的定义,有[]()()()()()()()bpdx x p b p dx e x p b b p dx e x bp p b e x bp b dx e x p b dx e x p b x dx x xp X E m bx p p bx p p bxp p bx p p bx p p X ==Γ=Γ+−Γ=Γ=Γ===∫∫∫∫∫∫∞∞−∞−−∞−−∞−∞−∞−−∞∞−010100011类似的,有[]()()()()()()()()()()()()()2201200010101222111111b p p dx x p b p p dx e x p b b p p dx e x b p p b dx e x bp p b e x bp b dx e x p b dx e x p b x dx x p x XE bxp p bxp p bxp p bxp p bx p p bx p p +=+=Γ+==+Γ=+Γ+−Γ=Γ=Γ==∫∫∫∫∫∫∫∞∞−∞−−∞−∞−∞−+∞−+∞−−∞∞−L的方差为X 所以,[]()222221b pb p b p p mXE D XX =⎟⎠⎞⎜⎝⎛−+=−=(3)()()()jt jnt jt e n e e t f −−=115. 试证函数为一特征函数,并求它所对应的随机变量的分布。
(仅供参考)随机信号分析与处理简明教程--第二章习题答案
证明:设τ = t2 − t1
Rz
(τ
)
=
E[z( t1 )z( t 2
)]
≤
E[
z2
(t1)
+ 2
z2
(t2
)]
=
1 2
E[z2
(t1 )
+
z2
(t2
)]
=
1 2
E[z
2
(t1
)]+
1 2
E[z2(t2 Nhomakorabea)]=
1 2
(R
z
(0)
+
R
z
(0))
=
R
z
(0)
(平稳过程)
所以, R z (0)
= σz2
+
可看作一个随机过程 X (t) = Acos(Ωt + Θ) ,其中 A, Ω, Θ 是相互独立的随机变量,且已知
f
A
(a)
=
⎧ ⎪ ⎨
2a A02
,
a ∈ (0, A0 ) ,
fΩ (ω) = ⎪⎨⎧1010 ,
ω
∈ (250,350) ,
fΘ (θ
)
=
⎪⎧ ⎨
1 2π
,
θ ∈ (0, 2π )
⎪⎩0, 其他
第 2 章习题解答
2.1 设有正弦波随机过程 X (t) = V cosωt ,其中 0 ≤ t < ∞ , ω 为常数,V 是均匀分布于 [0,1] 区间的随机变量。
(1)画出该过程两条样本函数;
(2)确定随机变量
X (ti ) 的概率密度,画出 ti
=
0,
π 4ω
(解答)《随机过程》第二章习题
0 0 0 0 1 1
0 0 0 0 1 1
0 0 0 0 0 1 0 0 0 0 0 1
0 0 0 0 0 1
即有: P HH 1 ,因此有:
P (n) Hn H 1
(1 / 6) n 0
0
0
0
0
(2 / 6) n (1 / 6) n (2 / 6) n 0 0 0 0
(3 / 6) n (2 / 6) n (3 / 6) n (2 / 6) n
0,
Xn
1,
2,
3,
n 0, n1 0; n 0, n1 1; n 1, n1 0; n 1, n1 1;
0,
Yn
1,
n 0, n1 0; 其它;
试问随机序列{X n , n 2}和{Yn , n 2} 是否为马氏链?如果是的话,请写出其一步转
移概率矩阵并研究各个状态的性质。不是的话,请说明理由。
1 / 6 1 / 6 1 / 6 1 / 6 1 / 6 1 / 6
0
2 / 6 1 / 6 1 / 6 1 / 6 1 / 6
0
P
0
0 3 / 6 1/ 6 1/ 6 1/ 6 0 0 4 / 6 1 / 6 1 / 6
0 0 0 0 5 / 6 1/ 6
0 0 0 0 0 1
求解上面矩阵的特征根及特征向量,我们有: i i / 6, i 1,2,3,4,5,6 ,及
返态;另外状态 0、2 相通组成一个闭集,且 f00 1 ,故状态 0、2 是常返态;因为
f (1) 11
1/ 2,
f (n) 11
0 (n
1) ,故
f11
1/ 2 1 ,所以状态 1 为非常返态。
_随机数学_习题解答 第五章答案
第5章1. 设{},0t B t ≥是一维标准Brown 运动, 判断它是否均方连续, 是否均方可微. 解:由均方连续准则,Brown 运动{},0t B t ≥的相关函数(,)R s t 为()()()()()22(,)s t s s s t t s t t E B B B B s s t R s t E B B E B B B B t t s⎧-+=≤⎪==⎨-+=≤⎪⎩故()000,R t t t =连续,故Brown 运动是均方连续的。
由均方可微准则,对Brown 运动,1[(,)(,)(,)(,)]1m in(,)m in(,)m in(,)1R t h t k R t h t R t t k R t t hkh k t h t k t h t t t k t k hk k hh++-+-++⎧≤⎪++-+-++⎪==⎨⎪≤⎪⎩ 当0,0h k →→时极限不存在,故Brown 运动不是均方可微的。
2. 设()()2212,~0,0,,,X Y N σσρ. 令0,tt t u X X tY Y X du =+=⎰, 2tt u Z X du =⎰,0s t ∀≤≤.1) 证明t X 在0t >上均方可微; 2) 求,t t Y Z 的均方导数.证:1)()()()()221122,,,()()s t s t R s t E X X E X sY X tY s t st σρσσσ∀==++=+++根据均方可微准则,相关函数(,)R s t 在(),t t 点广义二次可微:()()()()()()()()()()()(),0222211221122,022222112211222222,01lim[(,)(,)(,)(,)]1lim[2222]1limh k h k h k R t h t k R t h t R t t k R t t hkt h k t h t k t h t h t hkt k t k t t t hk hk σρσσσσρσσσσρσσσσρσσσσσ→→→++-+-++=++++++-++++-+++++++⎡⎤==⎣⎦故t X 在0t >上均方可微。
随机过程习题及部分解答(共享).docx
随机过程习题及部分解答习题一1.若随机过程X(/)为X(0 = A?,-oo<r<+oo,式中4为(0, 1)上均匀分布的随机变量,求X(/)的一维概率密度Px(x;t)。
2.设随机过程X(/) = 4cos(初+ 其中振幅A及角频率①均为常数,相位&是在[-兀,刃上服从均匀分布的随机变量,求X(/)的一维分布。
习题二1.若随机过程X(/)为X(t)=At -00 < r < +00 ,式中4为(0,1)上均匀分布的随机变量,求E[xa)],7?xa』2)2.给定一随机过程X(/)和常数Q,试以X(/)的相关函数表示随机过程y(0 = X(/ + a) —X(/)的自相关函数。
3.已知随机过程X(/)的均值阪⑴和协方差函数Cx (爪© , 0(/)是普通函数,试求随机过程丫⑴=X(/) + 0(/)是普通函数,试求随机过程丫⑴=X(/) + 0(/)的均值和协方差函数。
4.设X(t) = A cos at + B sin at,其中A, B是相互独立且服从同一高斯(正态)分布N(0Q2)的随机变量,a为常数,试求X(/)的值与相关函数。
习题三1.试证3.1节均方收敛的性质。
2.证明:若X(t),twT;Y(t),twT均方可微,a0为任意常数,则aX(t) + bY(t) 也是均方可微,且有[aX (?) + b Y(/)]' = aX'(/) + b Y'(/)3.证明:若X⑴,twT均方可微,/X/)是普通的可微函数,则f(Z)X(Z)均方可微且[f(ox(or-/w(o+/(ox,(o4.证明:设X⑴在[a,b]上均方可微,且X0)在[a,切上均方连续,则有X'⑴ dt = X(b) — X(a)J a5•证明,设X(t\t eT =[a,b];Y{t\t eT = [a,b]为两个随机过程,且在T上均方可积,a和0为常数,则有(*b (*b (*bf [aX(/) + 0Y(/)M = a [ Xit)dt + /3\ Y⑴ dtJ a J a J aeb rc rbaX (t)dt = X (t)dt + XQ) dt,aWcWbJ a J a Jc6.求随机微分方程X'(/) + aX ⑴二丫⑴ze[0,+oo]'X(0) = 0的X(t)数学期望E [X(0]。
随机过程习题答案
随机过程习题解答(一)第一讲作业:1、设随机向量的两个分量相互独立,且均服从标准正态分布。
(a)分别写出随机变量和的分布密度(b)试问:与是否独立?说明理由。
解:(a)(b)由于:因此是服从正态分布的二维随机向量,其协方差矩阵为:因此与独立。
2、设和为独立的随机变量,期望和方差分别为和。
(a)试求和的相关系数;(b)与能否不相关?能否有严格线性函数关系?若能,试分别写出条件。
解:(a)利用的独立性,由计算有:(b)当的时候,和线性相关,即3、设是一个实的均值为零,二阶矩存在的随机过程,其相关函数为,且是一个周期为T的函数,即,试求方差函数。
解:由定义,有:4、考察两个谐波随机信号和,其中:式中和为正的常数;是内均匀分布的随机变量,是标准正态分布的随机变量。
(a)求的均值、方差和相关函数;(b)若与独立,求与Y的互相关函数。
解:(a)(b)第二讲作业:P33/2.解:其中为整数,为脉宽从而有一维分布密度:P33/3.解:由周期性及三角关系,有:反函数,因此有一维分布:P35/4. 解:(1) 其中由题意可知,的联合概率密度为:利用变换:,及雅克比行列式:我们有的联合分布密度为:因此有:且V和相互独立独立。
(2)典型样本函数是一条正弦曲线。
(3)给定一时刻,由于独立、服从正态分布,因此也服从正态分布,且所以。
(4)由于:所以因此当时,当时,由(1)中的结论,有:P36/7.证明:(1)(2) 由协方差函数的定义,有:P37/10. 解:(1)当i =j 时;否则令,则有第三讲作业:P111/7.解:(1)是齐次马氏链。
经过次交换后,甲袋中白球数仅仅与次交换后的状态有关,和之前的状态和交换次数无关。
(2)由题意,我们有一步转移矩阵:P111/8.解:(1)由马氏链的马氏性,我们有:(2)由齐次马氏链的性质,有:,(2)因此:P112/9.解:(2)由(1)的结论,当为偶数时,递推可得:;计算有:,递推得到,因此有:P112/11.解:矩阵 的特征多项式为:由此可得特征值为:,及特征向量:,则有:因此有:(1)令矩阵P112/12.解:设一次观察今天及前两天的天气状况,将连续三天的天气状况定义为马氏链的状态,则此问题就是一个马氏链,它有8个状态。
上海大学随机过程第六章习题及标准答案
上海大学随机过程第六章习题及标准答案上海大学随机过程第六章习题及答案————————————————————————————————作者:————————————————————————————————日期:第三章习题1.甲乙两人进行某种比赛,设每局比赛中甲胜的概率为p ,乙胜的概率为q ,平局的概率为r ,其中,,0,1p q r p q r ≤++=,设每局比赛后,胜者得1分,负者得1-分,平局不记分,当两个人中有一个人得到2分时比赛结束,以n X 表示比赛至第n 局时甲获得的分数,则{,1}n X n ≥是一齐冯马尔可夫链.(1)写出状态空间;(2)求一步转移概率矩阵;(3)求在甲获得1分的情况下,再赛2局甲胜的概率. 解(1){,0}n X n ≥的状态空间为{2,1,0,1,2}S =--(2){,0}n X n ≥的一步转移概率矩阵为1000000000001q rp q r p q r p =P (3)因为两步转移概率矩阵为22(2)22222210000202220200001q rq r pq pr p q rq r pqpr p q qr pq r p pr ++==+??++??P P所以在甲获得1分的情况下,再赛2局甲胜的概率为(2)12(1)p p pr p r =+=+2.设{,1,2,}i Y i =L 为相互独立的随机变量序列,则(1){,1,2,}i Y i =L 是否为Markov 链?(2)令1nn ii X Y ==∑,问{,1,2,}iX i =L 是否为Markov 链?解(1)由于11221112211122111221111221(,,,,) (,,,)(,,,)()()()()()()(,,,)n n n n n n n n n n n P Y i Y i Y i Y j P Y j Y i Y i Y i P Y i Y i Y i P Y i P Y i P Y i P Y j P Y j P Y j Y i P Y i Y i Y i ------=========================L L L L L因此,{,1,2,}n Y n =L 是马尔可夫链.(2)取1111()f U X U ==,当11U i =时,212X U U =+是2U 的函数,记为22().f U 依次类推,1121n n X U U U --=+++L 为1n U -的函数,记为1112(),n n n n f U X U U U --=+++L 为n U 的函数,记为().n n f U 由于12,,,,n U U U L L 相互独立,则其相应的函数1122(),(),,(),n n f U f U f U L L 也相互独立,从而122111221111112211 (,,,)(,,,)(,,,)()()nn n i n i n n n n n n P X j X i X i X i P Y j X i X i X i P X Y j X i X i X i P Y j i P X j X i --=---==========+======-===∑L L L因此{,1,2,}n X n =L 是马尔可夫链.3 设,1,2,i X i =L 是相互独立的随机变量,且使得(),0,1,i j P X j a j ===L ,如果max{,1,2,,1}n i X X i n >=-L ,其中0X =-∞,就称在时刻n 产生了一个记录.若在时刻n产生了一个记录,就称n X 为记录值,以n R 表示第n 个记录值. (1)证明,{,1,2,}n R n =L 是Markov 链,并求其转移概率;(2)以i T 表示第i 个与第1i +记录之间的时间,问{,1,2,}n T n =L 是否是Markov 链,若是,则计算其转移概率.证明:(a )根据题意有:k n k n n X R X R X R ===,....,2121,……满足........21k n n n X X X << 且........121k n n n <<<故},...,|{11111i R i R i R z R P k k k k k ====--+}...|{111i i i j z R P k k k >>>>==-+ }|{1k k i j z R P >==+}|{1k k k i R z R P ===+ 故}1,{≥i R i 是一个马尔可夫链且≤>======++i j ij a i X z X P i R z R P j k n n k k k k k ,0,}|{}|{11 (由于i X 的独立性)(b )记i T 为第i 个记录与第1i +个记录之间的时间,i T 是相互独立的随机变量,因为{}i P T t =}1...,2,1,,|{k 1-=<=====+++t k i X i X R z X R P i i i n n i t n i 且}{1z X R P tn i i ===++=≤>ij i j a j ,0,(由于i X 的独立性)故{i T ,1≥i }是一个马尔可夫链令(,),1i i i Z R T i =≥ 则{}111,,,i i i P Z Z Z Z +-…{}111111(,)(,),(,),,(,)i i i i i i P R t R t R t R t ++--=…{}1111112111111211(,)(,),(,),,(,),(,)i i i t t i t t i t t i t t P X t X t X t X t X t +-+++++++-++=…+?+?+… {}111111(,)(,)i i t t i t t i P X t X t ++++++=…+?+ {}111111(,)(,)i i t t i t t i P X z t X i t ++++++===…+?+,0,j j i j iα>?=?≤? 故}{,(),1i i R T i ≥是一个马尔可夫链。
随机过程课后习题解答 毛用才_胡奇英
非负定
e jt (1 e jnt ) (2) f (t ) n(1 e jt )
= =
e jt (1 e jt )(1 e jt e 2 jt e( n 1)tj ) n(1 e jt )
1 n jtk e n k 1
n
P{xk k} 1
6、证函数 f (t ) 解 (1)
n
解(1) f X (t )
e
k
n x 0
jtxk
Pk e jtx Cnx p x q n x
x0
= ( pe it ) xCnx q n x
p jt x = qn ( q e ) Cnx x 0 n
p jt n = q n (1 q e )
= (q pe jt ) n
的分布。 证 (1) lim f (t ) lim
t 0
e jt (1 e jnt ) 1 e jt (1 e jt ) lim 1 jt t 0 n (1 e ) n t 0 1 e jt e jt (1 e jnt ) 1 (1 e jt ) jt lim e lim 1 n(1 e jt ) n t 0 t 0 1 e jt
1 n X i 的率密度 n i 1
函数。
n
解 P ( x1 , x 2 , x n )
1
Pxi ( x i )
n
i 1
(2 ) n
n 2
exp{ i 1
(x a)
i
2
2 2
}
1 又 X i 的特征函数为: f X i (t ) exp{ jat 2 t }
孙应飞随机过程答案
孙应飞随机过程答案【篇一:随机过程第18-19讲】lass=txt>(四)随机分析(续)5.随机微分方程初步设{y(t);t?t}是一均方连续的二阶矩过程,x0是一存在一、二阶矩的随机变量,假设{y(t);t?t}和x0是独立的,考虑以下随机微分方程: ?dx(t)?y(t)??dt??x(t0)?x0试研究{x(t);t?t}的统计特性。
解:方程两边在均方意义下积分,有:x(t)?x(t0)??ty(u)dut并且该解是唯一的。
由于:e{x(t)}?e{x(t0)}??te{y(u)}dut所以,当e{y(t)}?0时,e{x(t)}?e{x0}又相关函数为:rx(t1,t2)?e{x(t1)x(t2)}?e{x0}?e{x0}?te{y(u)}du?e{x0}?te{y(u)}du2t2t1??tt2?t1t0ry(u,v)dudv所以,当e{y(t)}?0时,有:rx(t1,t2)?e{x0}??t设有一阶线性微分方程:2t2?t1t0ry(u,v)dudv?dx(t)?a(t)x(t)?y(t)??dt??x(t0)?x0其中a(t),t?t是一确定性函数,{y(t);t?t}是一均方连续的实二阶矩过程,x0是存在一、二阶矩的随机变量,则此线性方程有唯一的解:x(t)?x0exp{?ta(u)du}??ty(v)exp{?va(u)du}dvttt下面研究其均值函数和相关函数?x(t)?e{x(t)}?e{x0}exp{?ta(u)du}??te{y(v)}exp{?va(u)du}dvtttrx(t1,t2)?e{x(t1)x(t2)}?e{x}exp{?ta(u)du}exp{?ta(v)dv}20t1t2?exp{?ta(u)du}?te{x0y(v)}exp{?va(u)du}dvt1t2t2?exp{?ta(u)du}?te{x0y(v)}exp{?va(u)du}dvt2t1t1??tt1?t2t0ry(v1,v2)exp{?va(u)du}exp{?va(u)du}dv1dv2121t1t2(五)各态历经性1.各态历经性本节主要讨论根据试验记录(样本函数)确定平稳过程的均值和相关函数的理论依据和方法。
(完整版)随机信号处理考题答案
(完整版)随机信号处理考题答案填空:1.假设连续随机变量的概率分布函数为F(x)则F(-∞)=0, F (+∞)=12.随机过程可以看成是样本函数的集合,也可以看成是随机变量的集合3.如果随机过程X(t)满足任意维概率密度不随时间起点的变化而变化,则称X(t)为严平稳随机过程,如果随机过程X(t)满足均值为常数,自相关函数只与时间差相关则称X(t)为广义平稳随机过程4.如果一零均值随机过程的功率谱,在整个频率轴上为一常数,则称该随机过程为白噪声,该过程的任意两个不同时刻的状态是不相关5. 宽带随机过程通过窄带线性系统,其输出近似服从正态分布,窄带正态噪声的包络服从瑞利分布,而相位服从均匀分布6.分析平稳随机信号通过线性系统的两种常用的方法是冲激响应法,频谱法7.若实平稳随机过程相关函数为Rx(τ)=25+4/(1+6τ),则其均值为5或-5,方差为4 7.匹配滤波器是输出信噪比最大作为准则的最佳线性滤波器。
1.广义各态历经过称的信号一定是广义平稳随机信号,反之,广义平稳的随机信号不一定是广义各态历经的随机信号2.具有高斯分布的噪声称为高斯噪声,具有均匀分布的噪声叫均匀噪声,而如果一个随机过程的概率谱密度是常数,则称它为白噪声3.白噪声通过都是带宽的线性系统,输出过程为高斯过程4.平稳高斯过程与确定的信号之和是高斯过程,确定的信号可以认为是该过程的数学期望5.平稳正态随机过程的任意概率密度只由均值和协方差阵确定1.白噪声是指功率谱密度在整个频域内均匀分布的噪声。
3.对于严格平稳的随机过程,它的均值与方差是与时间无关的函数,即自相关函数与时间间隔有关,与时间起点无关。
4.冲激响应满足分析线性输出,其均值为_____________________。
5.偶函数的希尔伯特变换是奇函数。
6.窄带随机过程的互相关函数公式为P138。
1.按照时间和状态是连续还是离散的,随机过程可分为四类,这四类是连续时间随机过程,离散型随机过程、随机序列、离散随机序列。
随机信号分析与处理简明教程 第一章习题答案
dx n 1 = dy 1− y2
fY ( y ) = = =
1 1− y 1 1− y 1 1− y
2 2 2
n =−∞ +∞
∑ [g ∑ [g ∑g
+∞
+∞
−1
( x2 n ) + g −1 ( x2 n +1 )] (arcsin y − θ + 2π n) + g −1 (π − arcsin y − θ + 2π n)]
=∑
i =0
n! a i b n −i i !(n − i )! a i b n −i
=∑
i =0
n
n(n − 1)(n − 2) i!
(n − i + 1)
所以有
m=0
∑
n −1
(n − 1)(n − 2)
[(n − 1) − m + 1] m p (1 − p )[( n −1) − m ] = [ p + (1 − p)]n −1 m!
求 X 的均值和方差。 解法一:直接按照定义计算
m m E ( X ) = ∑ mP{ X = m} = ∑ mCn p (1 − p) n − m m =0 m =0 n n
= ∑m
m=0 n
n
n! p m (1 − p) n − m m !(n − m)! n(n − 1)(n − 2) (n − m + 1) m p (1 − p) n − m m! n(n − 1)(n − 2) (n − m + 1) m p (1 − p) n − m m!
类似地可得
E ( X 2 ) = E[ X ( X − 1) + X ] = E[ X ( X − 1)] + E ( X )
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7.9. a)
d 2 Proof. By Theorem 7.3.3, A restricted to C0 (R) is rx dx + α 2x
2 (r − α 2 2 2
)t+αBt , and E [f (Xt )] = xγ e(r− calculated by definition. Indeed, Xt = xe So E x [f (Xt )] − f (x) α2 lim = (rγ + γ (γ − 1))xγ t↓0 t 2
t k Bt = 0
1 k−1 kBs dBs + k (k − 1) 2 k (k − 1) 2
t
t k−2 Bs ds 0
Therefore, βk (t) = βk−2 (s)ds
0
4 6 This gives E [Bt ] and E [Bt ]. For part b), prove by induction.
n n n n n
2 2 2 2 so E (B( j −1)/n − Bt ) = 3(t − (j − 1)/n) + 4(t − (j − 1)/n)(j − 1)/n, and
j n j −1 n
2 2 E (B 2 j −1 − Bt ) dt =
n
2j + 1 n3
Hence E
1 (Bt 0
1
3.2.
Problems in Oksendal’s book
Proof. WLOG, we assume t = 1, then
n 3 B1
=
j =1 n
3 3 (Bj/n − B( j −1)/n )
=
j =1 n
[(Bj/n − B(j −1)/n )3 + 3B(j −1)/n Bj/n (Bj/n − B(j −1)/n )]
3
Proof. First, we check by integration-by-parts formula,
t
dYt = Set Xt = (1 − t)
−a + b −
0
dBs 1−s
dt + (1 − t)
dBt b − Yt = dt + dBt 1−t 1−t
t dBs , 0 1−s
d2 dx2 . x
For f (x) = xγ , Af can be
α2 2
+ α2 γ )γt
2
.
So f ∈ DA and Af (x) = (rγ + b)
α2 2 γ (γ
− 1))xγ .
2 Proof. We choose ρ such that 0 < ρ < x < R. We choose f0 ∈ C0 (R) such that f0 = f on (ρ, R). Define τ(ρ,R) = inf {t > 0 : Xt ∈ (ρ, R)}. Then by Dynkin’s formula, and the fact 2 Af0 (x) = Af (x) = γ1 xγ1 (r + α 2 (γ1 − 1)) = 0 on (ρ, R), we get
− Bt )2 dt =
1 0
( n)
n 2j −1 j =1 n3
→ 0 as n → ∞.
To argue III → 3
n
Bt dt as n → ∞, it suffices to prove
n 2
B(j −1)/n (Bj/n − B(j −1)/n ) −
j =1 j =1
B(j −1)/n (
n
I≤[
j =1
(Bj/n − B(j −1)/n )2 ] max |Bj/n − B(j −1)/n | → 0 a.s.
1≤j ≤n 1 1 (Bt 0
2 To argue II → 3 0 Bt dBt as n → ∞, it suffices to show E [ ( n) n 2 where Bt = j =1 B(j −1)/n 1{(j −1)/n<t≤j/n} . Indeed, 1 n j/n (j −1)/n
− Bt )2 dt] → 0,
( n)
E[
0
|Bt − Bt |2 dt] =
j =1
( n)
2 2 2 E (B( j −1)/n − Bt ) dt
2 2 is equal to − B2 We note (Bt j −1 )
n
(Bt − B j−1 )4 + 4(Bt − B j−1 )3 B j−1 + 4(Bt − B j−1 )2 B 2 j −1
then Xt is centered Gaussian, with variance
t
2 E [Xt ] = (1 − t)2 0 2
ds = (1 − t) − (1 − t)2 (1 − s)2
So Xt converges in L to 0 as t → 1. Since Xt is continuous a.s. for t ∈ [0, 1), we conclude 0 is the unique a.s. limit of Xt as t → 1. 7.8 Proof. {τ1 ∧ τ2 ≤ t} = {τ1 ≤ t} ∪ {τ2 ≤ t} ∈ Nt And since {τi ≥ t} = {τi < t}c ∈ Nt , {τ1 ∨ τ2 ≥ t} = {τ1 ≥ t} ∪ {τ2 ≥ t} ∈ Nt
n j =1
αj Bj . Note
n j =1
αj Bj
(iv)
1 Proof. dXt = dt is obvvious. Set f (t, x) = et x, then 2 2 dXt = df (t, Bt ) = et Bt dt + et dBt = Xt dt + et dBt
5.9. Proof. Let b(t, x) = log(1 + x2 ) and σ (t, x) = 1{x>0} x, then |b(t, x)| + |σ (t, x)| ≤ log(1 + x2 ) + |x| Note log(1 + x2 )/|x| is continuous on R − {0}, has limit 0 as x → 0 and x → ∞. So it’s bounded on R. Therefore, there exists a constant C , such that |b(t, x)| + |σ (t, x)| ≤ C (1 + |x|) Also, |b(t, x) − b(t, y )| + |σ (t, x) − σ (t, y )| ≤ for some ξ between x and y . So |b(t, x) − b(t, y )| + |σ (t, x) − σ (t, y )| ≤ |x − y | + |x − y | Conditions in Theorem 5.2.1 are satisfied and we have existence and uniqueness of a strong solution. 5.11. 2|ξ | |x − y | + |1{x>0} x − 1{y>0} y | 1 + ξ2
2
c) Proof. We consider ρ > 0 such that ρ < x < R. τ(ρ,R) is the first exit time of X from (ρ, R). 2 Choose f0 ∈ C0 (R) such that f0 = f on (ρ, R). By Dynkin’s formula with f (x) = log x and 2 the fact Af0 (x) = Af (x) = r − α 2 for x ∈ (ρ, R), we get E x [f0 (Xτ(ρ,R) ∧k )] = f0 (x) + (r − Since r >
n
=
j =1ห้องสมุดไป่ตู้n
2 2 E B( j −1)/n [(Bj/n − B(j −1)/n ) −
1 2 ] n
=
j =1 n
j−1 2 1 E (Bj/n − B(j −1)/n )4 − (Bj/n − B(j −1)/n )2 + 2 n n n j−1 1 1 1 (3 2 − 2 2 + 2 ) n n n n 2(j − 1) →0 n3
α2 2 ,
α2 x )E [τ(ρ,R) ∧ k ] 2
Xt → ∞ a.s. as t → ∞. So τ(ρ,R) < ∞ a.s.. Let k ↑ ∞, we get E x [τ(ρ,R) ] = f0 (R)p(ρ) + f0 (ρ)(1 − p(ρ)) − f0 (x) 2 r− α 2
The second equality is due to the fact Bt − Bs is independent of Fs . 4.4. Proof. For part a), set g (t, x) = ex and use Theorem 4.12. For part b), it comes from the fundamental property of Ito integral, i.e. Ito integral preserves martingale property for integrands in V . Comments: The power of Ito formula is that it gives martingales, which vanish under expectation. 4.5. Proof.