книги из ГПНТБ / Казаков В.А. Введение в теорию марковских процессов и некоторые радиотехнические задачи
.pdfНапомним (§ 3.2), что понятие непрерывности свя зывается с требованием малого изменения координаты при 'малом .изменении времени. У диффузионных процес сов это требование удовлетворяется при б ее к о н е ч н о й мгновенной скорости, гари этом координата х не уходит в бесконечность из-за того, что воздействующая сила (белый шум) непрерывно меняет знак. Недифференци руемость одномерных марковских 'процессов обусловли
вает мелко |
изрезанную структуру их реализаций |
(рис. 3.3, 3.4, |
3.9, 3.10). |
3.9.Задачи о достижении границ
Как было 'показано выше, одним из основных пре имуществ аппарата марковских процессов является воз можность определения стационарного распределения процесса на выходе систем первого порядка (в том чис ле и нелинейных), если на их вход поступает белый шум. Однако имеется и другой класс практически важ ных задач, решение которых возможно с помощью тео рии марковских процессов — это задачи, связанные с до стижением границ.
Исчерпывающее решение подобных задач требует изучения самых разнообразных типов границ. При этом возникает ряд трудностей, поскольку вид границы существенным образом влияет на плотность распреде ления процесса «, следовательно, на его статистические характеристики. Особенно наглядно это обстоятельство иллюстрируется примерами с отражающими и погло щающими границами (см. рис. 3.3, 3.4). Более общими являются границы, обладающие свойствами полупогло щающих (нолуотражающих) экранов. С такого рода границами мы встречались в § 1.2 при рассмотрении дискретного блуждания частицы.
Применительно к непрерывным процессам полную классификацию границ дал В. Феллер [20, 21]. Процесс,
развивающийся в системе |
с п о г л о щ а ю щ и м и |
э к р а |
|||
н а м и , определяется тем, |
что он обрывается в |
момент |
|||
достижения границы. Это наиболее простой случай. |
|||||
Процесс |
с |
м г н о в е н н ы м |
в о з в р а щ е н и е м |
||
(с мгновенно |
отражающим экраном) |
характеризуется |
|||
тем, что в момент |
любого достижения частицей |
границы |
происходит мгновенное возвращение ее во внутреннюю часть интервала в некоторую' случайную точку, имею-
110
щую заданную плотность 'распределения. Из этой точки процесс начинается заново, независимо от прошлого.
Более |
общим является случай существования |
к о |
н е ч н о г о |
в р е м е н и п о г л о щ е н и я на каждой |
из |
границ. Очевидно, это время должно быть случайной величиной, причем марковский характер процесса тре бует для нее экспоненциального закона распределения (см. § 2.2). Для этого общего случая В. Феллером полу чена обобщенная форма записи уравнения Фоккера — Планка — Колмогорова, которая включает в себя три дифференциальных уравнения: одно описывает плотность
вероятности частиц, |
находящихся |
между |
границами, |
|
а два |
других характеризуют вероятности |
пребывания |
||
• частиц на обеих границах. |
|
|
||
Мы |
ограничимся |
рассмотрением |
лишь |
полностью |
поглощающих границ, поскольку именно этот случай имеет наибольшее распространение в прикладных за дачах.
Для процесса с поглощающими границами одной из важнейших характеристик является время первого до стижения границы. Обозначим верхнюю и нижнюю гра
ницы через b и |
а |
соответственно и |
предположим, |
что |
|
начальное значение |
координаты х—хо |
в |
начальный |
мо |
|
мент it=U находится внутри интервала |
(а, Ь). Иными |
||||
словами, |
|
|
|
|
|
wo(х, |
t0) |
= ô ( х — х 0 ) , |
а<Хо<Ь. |
|
Наиболее полным решением вопроса было бы опреде ление плотности вероятности времени первого достиже ния траницы. В. Феллером і[21] найден метод, который позволяет найти указанную плотность, однако его реа лизация' сопряжена с большими математическими труд ностями [12], поэтому часто ограничиваются вычислени ем моментов времени достижения 'границ. Впервые такая задача была решена в работе [18]. Мы обсудим лишь вопрос об опеделении первого • момента— средне го времени, которое проводит процесс до достижения границ [9, 22—24].
Получим сначала уравнение |
для вероятности того, |
||
что случайный |
процесс x(t) |
в течение времени t не до |
|
стигает границ |
интервала |
(а, Ь). |
Условимся исключать |
из рассмотрения те реализации, которые достигли той или иной границы. Оставшиеся же реализации будем
Ш
характеризовать функцией q(x0, |
x, |
t), |
которая подчиняет |
|||||
ся граничным условиям |
|
|
|
|
|
|
||
q[Xo, |
a, t)=q(x0, |
|
b, |
t) |
=0. |
(3.148) |
||
С помощью функции |
q(Xu, x, |
t) |
легко записывается |
ве |
||||
роятность Q(x0, |
t) того, что x |
не достигнет границ а |
и b |
|||||
за время t: |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
ь |
|
|
|
|
|
|
Q(X0, |
t)=\q(x0, |
|
X, |
t)dx. |
(3.149) |
|||
|
|
a |
|
|
|
|
|
|
В начальный |
момент времени, |
когда |
еще ни одна |
реализация не успела достигнуть границы, плотность
вероятности |
q(x0, |
x, |
t) совпадает с |
начальной плот |
||
ностью w0(x, |
ito), так что |
|
|
|
||
|
|
|
Q(x0,t0) |
= l. |
|
(3.150) |
При t—)-_оо |
все реализации достигнут |
границ, |
поэтому |
|||
|
|
|
Q(x0, с о ) = 0 . |
|
(3.151) |
|
Подчеркнем, |
что |
функция |
q(x0, |
x, t) не |
является |
плотностью вероятности в обычном смысле, так как она
не удовлетворяет |
условию |
нормировки. Для |
того |
чтобы |
||||||||||
превратить ее |
в плотность вероятности w ( х 0 , |
x, t), к функ |
||||||||||||
ции q(xo, |
x, |
t) |
при каждом |
t необходимо добавить |
две |
|||||||||
ô-фун'кции |
с весами Р(а, |
і) |
и Р(Ь, і), |
равными вероятно |
||||||||||
стям поглощения на границах а и Ь: |
|
|
|
|
||||||||||
|
|
|
w(x0, |
x, |
t) |
=q(x0, |
x, |
t) |
+ |
|
|
|
||
|
|
+ P(a, |
t)ö(x—a)+P(b, |
|
|
|
i)Ö(x-b). |
|
|
|
||||
Качественный |
характер |
изменения |
плотности w(xo, |
x, t) |
||||||||||
о. течением времени показан на |
рис. 3.12. Очевидно, |
что |
||||||||||||
Р(Ь, |
к)<Р{Ь, |
ti+1), |
Р{а, |
ti)<P{a, |
tUl), |
|
|
|||||||
|
b |
|
|
|
|
|
|
b |
|
|
|
|
|
|
|
^q[x0, |
x, |
ti)dx>^q(x0, |
|
x, |
ti+l)dx |
|
|
||||||
|
|
|
|
|
(ti+1>ti). |
|
|
|
|
|
|
|||
Итак, функция |
q(x0, |
x, |
t) |
представляет |
собой |
плот |
||||||||
ность вероятности |
частиц, ни |
разу не достигнувших |
|
гра |
ницы. Несмотря на то, что q(Xo, x, t) не нормирована, физическая сущность задачи позволяет применить для 112
ее отыскания уравнение Фоккера — Планка — Колмого рова. При этом необходимо учесть новый вид граничных условий (3.148). Поскольку при дельтообразных началь ных условиях уравнение для одномерного распределения
Р(в,іг)а(х-в) |
. |
P{6,tJ(î(x-e) |
|
!.. W'blftx-Bl |
I |
P(B,ts)âlx-6) |
qlx0,x,t,)
д.(ів,ха)=$(х-ос0)
\P/a,t3jâfx-aj I \p/s,ts)â/x~a) \P/o,t2}â(x-a) \Pla,t^â(x-aj\
ts t
Рис. 3.12.
совпадает с уравнением для плотности вероятности пе рехода, то вместо функции q(xo, х, t) можно рассматри вать ненормированную плотность вероятности перехода р{х, t\t0, х0). Функция р(х, 4\і0, х0) удовлетворяет урав нению Фоккера — Планка—-Колмогорова с граничными условиями
|
p(b, |
t\x0, |
t0)=p(a, |
t\x0, |
*о)=0, |
|
(3.152) |
|
р (х, |
11 a, |
to) =р(х, |
t1 b, to) = О, |
|
(3.153) |
|
которые |
указывают на то, что плотность |
вероятности |
|||||
р(х, t\xo, 4) описывает реализации, ни разу |
не достиг |
||||||
нувшие |
границ. |
|
|
|
|
|
|
Функция р(х, t\x0, |
to) подчиняется не только |
уравне |
|||||
нию Фоккера — Планка — Колмогорова (прямому урав |
|||||||
нению Колмогорова), но и первому |
(обратному) |
уравне |
|||||
нию Колмогорова (3.35). Это |
обстоятельство |
особенно |
важно, так как вероятность |
Q(xo, 0 существенно зави |
|||
сит от начального значения |
хо. На основе |
соотношения |
||
(3.149) выразим Q(xo, t) |
через р{х, t\x0, |
U): |
|
|
|
|
ь |
|
|
Q(x0, t)=Q (x0, t0, |
ty== |
J p (X, t\x„ |
g |
dx. (3.154) |
Заменив в (3.35) v(x, t\x0, to) на p{x, t\x0, t0) и проин тегрировав обе части уравнения но х в пределах от а
8—186 |
113 |
до b, имеем
(3.155)
В уравнении (3.155) положено, что коэффициенты сноса и диффузии не зависят от времени, что обусловливает однородность марковского процесса. Поскольку для
однородного |
процесса |
|
|
|
и |
р(х, t\x0, |
t0)=p(x, |
t—to\x0) |
|
t — t0 \ х0) |
dp (x, t — t0\ x0 ) |
|||
др(х, |
||||
|
kdtt |
^ |
dt |
то вместо (3.155) можно написать уравнение для вероят ности недостижения границ
f = « . w ^ 4 « . w f - |
(3-156) |
Введем в рассмотрение вероятность Р(хо, t) того, что траектория процесса достигнет за время t границы а или Ь. Очевидно,
P(x0,t) |
= l-Q(x0,t), |
|
|
(3.157) |
|
и, следовательно, |
|
|
|
|
|
дР(х0, t) V |
, \ дР , \ |
и- , |
Ад*Р |
,Q 1 |
K Q 4 |
-ТдГ-1^ |
W -дгЛ-ъ |
к * ( Х о ) |
~d%- |
( З |
Л 5 8 ) |
Уравнение (3.158) следует решать с начальным усло
вием Р{х0, 0) = 0 и |
.краевыми условиями Р (a, t) = |
= P(b, £ ) = 1 . Кроме |
того, |
1шР£х9, t)=l.
Нетрудно заметить, что вероятность Р(х0, t) является интегральным законом распределения случайной вели чины— времени первого достижения границы из началь ного состояния Хо, так что решение уравнения (3.158) в принципе дает возможность определить искомую плот ность вероятности w(t) и все ее моменты. К сожалению, даже в -простых случаях решить уравнение (3.158) с ука занными траничными условиями не удается.
1 1 4 '
Определим среднее время Т — Т(а, хв, Ь) первого до стижения границы. Прежде всего отметим, что согласно (3.157)
w
fl^àP^j)_ |
dQ (х.0, о |
(3.159) |
|
dt |
dt |
||
|
Тогда
Т = < Г > = j tа я ( *- 0dt =
о
оо |
оо |
|
= |
O ^ ^ J Q ^ |
( З Л 6 0 ) |
о |
и |
|
Здесь произведено интегрирование по частям и учтено
условие (3.151). |
|
|
|
(3.156) по t от О |
Проинтегрировав |
теперь уравнение |
|||
до оо с учетом (3.150), |
(3.151), |
(3.160), получим |
||
-\=КХ |
(х0) |
dT |
• к м |
(3.161) |
|
|
dx0 |
|
dx-n |
При решении (3.161) необходимо учесть граничные усло вия: если хй—а или х0 = Ь, то 7 = 0 . Заменой dT/dx0=u уравнение (3.161) сводится к линейному уравнению пер вого порядка
4 - / f , W ^ - + ^ K ) « + l = 0 - |
(3-162) |
Решение (3.162) записывается в виде
где
Отсюда, переходя к переменной Т, получаем
Т == Г — f |
- |
е4 "( Z o > dz. |
Ч> (flu) |
+ |
|
|
|
dy0 |
(3.163)
115
Значения Ci.и С2 находим из граничных условий |
Т(а) = |
||
= Г ( 6 ) = 0 . Полагая xo = ä, из (3.163) |
.получаем |
|
|
|
С а = 0 . |
|
(3.164) |
Подставляя х0 |
— Ь в соотношение (3.163), |
можно |
|
определить |
|
|
|
b |
г и |
-ч> (г/) |
|
|
е* ( г ) dz |
|
|
|
|
|
(3.165) |
Сучетом
квиду
Т
(3.164), (3.165) решение (3.163) преобразуется
Ь г и
{ха |
|
2 |
|
e , u , d z |
la |
|
|
||
а г У |
|
^Ч>¥ l z(г), |
||
|
|
2 |
||
.ѵ0 |
I a |
Яг (Z) |
e |
'dz |
|
|
|
||
|
|
|
X |
(3.166) |
Результат (3.166) впервые получен в работе {22] (см. также {23]), тде приведены и уравнения для моментов любого порядка времени достижения границ. Практи ческое использование этих уравнений, к сожалению, со
пряжено с преодолением |
ряда |
математических |
трудно |
||
стей. |
|
|
|
|
|
Приведем |
результаты |
і[22, 23], следующие из |
(3.166) |
||
для простейших случаев. |
|
|
|
|
|
1. Стохастическое уравнение |
процесса имеет |
вид |
|||
|
x = atb(t). |
|
|
||
Следовательно, |
|
|
|
|
|
К1(хо) |
= К1=0; |
KM |
= |
Ki=-Y*'Nt. |
|
При этом <p(z) = 0 и
т(Ь — х0)(х0 — а)
ï? •
116
2. |
Пусть |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
|
|
|
|
|
x = |
|
K1-\-a/l(t), |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
К, = |
const, |
Ka = |
4ta*Na. |
|
|
||
Вычисления |
по |
формуле |
(1.166) |
приводят |
к результату |
|||||||
Т |
= |
(Ь- |
X.) (е-*" - |
е-**») - (x. - |
а) (е-Ь-0 |
e— x t ') |
(3.167) |
|||||
|
|
|
|
|
Л', |
( е - і а - е - Х й ) |
|
|
||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
|
|
|
|
|
|
(Я = |
2К,//С). |
|
|
|
||
При |
л;0 = |
0, |
а — —Ь формула (3.167) |
упрощается: |
|
|||||||
|
|
b |
fchXb— l |
|
|
|
|
|
|
|
||
3. |
Если |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
|
|
|
|
|
K-\-ax = n(t), |
|
|
|
|||
то |
|
|
|
|
|
= -axt, |
|
K = |
ll,Na, |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
|
|
|
|
|
|
|
2а |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
2ot |
|
|
где |
^ = |
-4^- — дисперсия |
процесса |
в стационарном ре |
||||||||
жиме |
(3.87). |
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
По |
формуле |
(3.166) получаем |
|
|
|
|
||||||
|
Т=±У*{'(Ъ5)\ |
|
|
|
[•»>-•(£) X |
(3.168)
где
Z
Ф(г) = - р = - j ехр |
(3.169) |
117
— интеграл вероятностей,
ч
В частном случае, когда границы симметричны (а = =—Ь) и х0=0, из (3.168) получаем
Г = |
j [ 2 Ф ( У ) - 1 ] е 2 dy. |
о
Известны и другие подходы к решению задач о до стижении границ. Среди них следует отметить метод от ражений крыльев плотности w(x, t) от границ [17] и ме тод 'вычисления вероятности перехода броуновской ча стицы через высокие потенциальные барьеры [24]. Оба метода иллюстрируются примерами, приведенными в § 4.7. Задачам анализа срыва слежения ъ различных радиотехнических устройствах посвящена книга [25].
3.10.Многомерные диффузионные процессы
Понятие непрерывного случайного процесса можно обобщить «а многомерный случай. Для этого необходи
мо совокупность |
одномерных |
случайных функций |
Xi(t), |
||
xz(t), |
xN(t), |
называемых |
'компонентами, |
рассматри |
|
вать как случайный вектор х(і) . Обозначая |
возможные |
||||
значения |
x(t) в |
некоторый момент времени |
U через |
хи |
многомерную (размерностью Nn) плотность вероятности такого процесса можно записать в виде
«to„(x i- {>' х =' *N)- (3.170)
Если закон распределения вектора х,- в будущий мо мент tu вычисленный при условии, что в настоящий мо мент th значение вектора х^ известно, не зависит от того, какие величины принимал вектор Xj ъ прошлые моменты времени t-, то многомерный случайный процесс назы вается марковским.
Как и в одномерном случае, плотность вероятности перехода многомерного марковского процесса подчиняет ся уравнению Колмогорова — Чепмена, а многомерное распределение (3.170) выражается через произведение плотности вероятности Ші(хь ^і) и плотностей вероятно сти перехода u(Xj+l, U+i\Xi, ti).
118
Бели |
каждый |
компонент марковского процесса x(t) |
|
представляет .собой непрерывную функцию, то процесс |
|||
x(t) называется |
многомерным непрерывным |
марковским |
|
процессом или, |
короче, м н о г о м е р н ы м |
д и ф ф у з и- |
|
о н н ы . м |
процессом. Специально подчеркнем, что опре |
деление многомерного диффузионного процесса не тре
бует .марковости каждого |
компонента. |
|
|
Важнейшая характеристика марковского |
процесса — |
||
плотность вероятности перехода — в многомерном |
случае |
||
также подчиняется прямому и обратному |
уравнениям |
||
Колмогорова. Как и прежде, прямое уравнение |
будем |
||
называть уравнением |
Фоккера — Планка — Колмого |
||
рова. |
|
|
|
Многомерное уравнение Фоккера — Планка — Колмо |
горова, записанное применительно к плотности вероятно
сти состояний w (x, |
t), имеет вид: |
|
|||
dw (х, /) |
|
N |
|
|
|
- = |
^ |
_д_ |
' ( Х і |
')о»(х.*)] + |
|
ді |
~ £ ^ |
[ / < г |
|||
|
|
1=1 |
|
|
|
+ 4 " S i ] ^ 7 ^ ( x - ^ ( x . O ] . |
(3.171) |
|||||
І=І i=i |
|
|
|
|
|
|
где |
|
|
|
|
|
|
M x . t) = |
\ i m < X L \ X t > |
|
|
|||
|
|
•t->0 |
|
|
|
|
= 1 і ш - 1 - Г ( ^ т |
- ^ ) о ( х ( + т . t + |
*\xt, |
t)dxt+j |
(3.172) |
||
K i . ( х , t) |
= lim |
|
|
|
( з . 1 |
7 3 ) |
|
т-»0 |
|
% |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Коэффициенты КІ(Х, t), Кц(х, |
t) имеют |
тот |
же |
|||
смысл, что и в одномерном случае. |
|
|
|
|||
Если компоненты Xi(t), |
xz{t), |
. . . , |
Хм(і) удовлетворя |
ют системе линейных стохастических дифференциальных уравнений
dxt |
=Fi(x, |
O + J f y W « ! {i=\, 2....N), |
(3.174) |
d t |
где функции Fi и Ga(t) детерминированы и непрерывны, a tij(t) (/'=1, 2, ..., N)—белые шумы с одинаковыми
119