- •ПРЕДИСЛОВИЕ
- •ОСНОВНЫЕ ОБОЗНАЧЕНИЯ
- •1. КОМБИНАТОРИКА
- •2. ТЕОРИЯ ВЕРОЯТНОСТЕЙ
- •2.1. Классическое определение вероятности
- •2.2. Геометрические вероятности
- •2.3. Теоремы сложения и умножения вероятностей
- •2.4. Формула полной вероятности
- •2.5. Формулы Байеса
- •2.6. Повторные независимые испытания
- •2.6.1. Формула Бернулли
- •2.6.2. Обобщенная формула Бернулли
- •2.7. Простейший (пуассоновский) поток событий
- •2.8. Случайные величины. Функция распределения. Функция плотности вероятности. Числовые характеристики
- •2.8.1. Случайные величины
- •2.8.2. Функция распределения
- •2.8.3. Функция плотности вероятности
- •2.8.4. Числовые характеристики случайных величин
- •2.9. Нормальный закон распределения
- •2.10. Асимптотика схемы независимых испытаний
- •2.10.2. Формула Пуассона
- •2.11. Функции случайных величин
- •2.12. Функции нескольких случайных аргументов
- •2.12.1. Свертка
- •2.12.2. Распределение системы двух дискретных случайных величин
- •2.12.3. Распределение функции двух случайных величин
- •2.13. Центральная предельная теорема
- •2.14. Ковариация
- •2.14.1. Корреляционная зависимость
- •2.14.2. Линейная корреляция
- •2.15. Функциональные преобразования двухмерных случайных величин
- •2.16. Правило «трех сигм»
- •2.17. Производящие функции. Преобразование Лапласа. Характеристические функции
- •2.17.1. Производящие функции
- •2.17.2. Преобразование Лапласа
- •2.17.3. Характеристические функции
- •3. МАТЕМАТИЧЕСКАЯ СТАТИСТИКА
- •3.1. Точечные оценки
- •3.1.1. Свойства оценок
- •3.1.2. Оценки для математического ожидания и дисперсии
- •3.1.3. Метод наибольшего правдоподобия для оценки параметров распределений
- •3.1.4. Метод моментов
- •3.2. Доверительный интервал для вероятности события
- •3.3. Проверка гипотезы о равенстве вероятностей
- •3.4. Доверительный интервал для математического ожидания
- •3.4.1. Случай большой выборки
- •3.4.2. Случай малой выборки
- •3.5. Доверительный интервал для дисперсии
- •3.6. Проверка статистических гипотез
- •3.6.1. Основные понятия
- •3.6.2. Критерий согласия «хи-квадрат»
- •3.6.3. Проверка гипотезы о независимости двух случайных величин
- •3.6.4. Проверка параметрических гипотез
- •3.6.5. Проверка гипотезы о значении медианы
- •3.6.6. Проверка гипотезы о равенстве математических ожиданий
- •3.7. Регрессионный анализ. Оценки по методу наименьших квадратов
- •3.8. Статистические решающие функции
- •4. СЛУЧАЙНЫЕ ПРОЦЕССЫ
- •4.1 Стационарные случайные процессы
- •4.2. Преобразование случайных процессов динамическими системами
- •4.3. Процессы «гибели и рождения»
- •4.4. Метод фаз Эрланга
- •4.5. Марковские процессы с дискретным множеством состояний. Цепи Маркова
- •4.6. Марковские процессы с непрерывным временем и дискретным множеством состояний
- •4.7. Модели управления запасами
- •4.8. Полумарковские процессы
- •5. НЕКОТОРЫЕ ИНТЕРЕСНЫЕ ЗАДАЧИ
- •БИБЛИОГРАФИЧЕСКИЙ СПИСОК
- •ПРИЛОЖЕНИЯ
- •ОГЛАВЛЕНИЕ
5 |
4 |
1/2 |
10 |
3 |
1/6 |
15 |
5 |
1/5 |
20 |
4 |
1/7 |
25 |
3 |
3/7 |
30 |
5 |
0,1 |
4.6. Марковские процессы с непрерывным временем и дискретным множеством состояний
Пусть переходы процесса из состояния в состояние происходят под
воздействием каких-то потоков событий(поток отказов, восстановлений и |
|
|||||||||||||
т.д.). Будем считать, что переход процесса из состоянияЕi в состояние Ej |
|
|||||||||||||
происходит |
под |
|
воздействием |
|
пуассоновского |
потока |
событи |
|||||||
интенсивности lij (t) , т.е. как только первое событие потока произошло, |
||||||||||||||
тотчас |
произошел |
и |
переходЕi ® E j |
. |
В |
этих условиях вероятность |
||||||||
перехода из состояния Еi |
в состояние Ej |
за малый промежуток времени Dt |
|
|||||||||||
равна lij (t)Dt . |
Если |
все потоки |
событий, переводящих |
процесс |
из |
|||||||||
состояния в состояние, пуассоновские, то процесс переходов будет |
||||||||||||||
марковским. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
состоянияЕi, |
|
||
Суммарный поток |
событий, |
выводящих |
процесс из |
|
||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
n |
ij |
|
|
|
|
тоже |
будет |
пуассоновским |
с |
|
|
|
å |
(t), |
i ¹ j. |
Тогда |
|
|||
интенсивностьюl |
|
|
||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
j=1 |
|
|
|
|
|
вероятность покинуть состояние Еi |
за малый промежуток времени Dt |
равна |
|
|||||||||||
|
|
|
|
n |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Рij = ålij (t)Dt, |
i ¹ j, |
|
|
|
|
|
j=1
авероятность сохранить состояниеЕi за малый промежуток времениDt равна 1 – Рij .
Выведем уравнения для вероятностей состояний процессаРi (t) . В момент t + Dt процесс будет находиться в состоянииЕi (вероятность чего равна Рi (t + Dt) ), если в момент t он находился в состоянии Еi (вероятность
чего равна Рi (t) ) и в течении времениDt оставался |
в этом |
состоянии |
n |
|
|
(вероятность чего равна1 – ålij (t)Dt , i ¹ j ), или |
процесс |
в момент |
j=1 |
|
|
времени t находился в любом другом состоянии(с вероятностью Рj (t) ) и
за время Dt перешел |
в состояниеЕi |
(вероятность чего равнаl ji (t)Dt, |
i ¹ j ). Символическая запись этой длинной фразы имеет вид |
||
|
n |
n |
Рi (t + Dt) |
=Рi (t)[1 – ålij (t)Dt] + åPj (t) lij (t)Dt. |
|
|
j=1 |
j=1 |
Если перегруппировать слагаемые, разделить равенство на Dt , то при Dt ® 0 получим систему уравнений
335
n |
n |
|
Рi¢(t) = åPj (t)l ji (t) - Pi (t)ålij (t), =i 1, 2,3,¼, n. |
(4.6.1) |
|
j=1 |
j=1 |
|
Это система уравнений Колмогорова А..НДля решения системы нужно задать начальные условия, а вместо одного из уравнений можно использовать условие нормировки
n
åPj (t) =1.
j=1
Пример 4.34. На рис. 4.6.1 дан граф состояний некоторого объекта. Интенсивности переходов из состояния в состояние указаны на этом же рисунке. Записать систему уравнений для вероятностей состояний объекта. При постоянных l, m, n и p найти предельные (финитные) вероятности его состояний.
Рис. 4.6.1
Система уравнений Колмогорова(4.6.1) в рассматриваемом случае имеет вид
Р1¢(t) Р2¢(t) Р3¢(t)
= Р (t)n(t) + P (t)p(t) – P (t)l(t), |
||
2 |
3 |
1 |
= – Р (t)[n(t) + m(t)] + P (t)l(t), |
||
2 |
|
1 |
= – Р3 (t)p(t) + Р2 (t)m(t).
Вместо одного из уравнений(например, вместо второго) можно
воспользоваться условием нормировки P (t) + Р (t) + Р (t) =1. |
||
1 |
2 |
3 |
Если l(=t) l , m(=t) m, n(=t) n, |
то |
существуют стационарные |
вероятности, для которых все Рi¢(t) = 0 и система уравнений принимает вид
–lP + nР + pP = 0, |
|||
|
1 |
2 |
3 |
lP – (n + m)Р = 0, |
|||
|
1 |
2 |
|
P + Р + Р =1. |
|
||
1 |
2 |
3 |
|
Эта система имеет решение
P = (np + mp) / (np + mp + lp + ml),
1
P2 = lp / (np + mp + lp + ml), P3 = ml / (np + mp + lp + ml).
Задача 4.34. На рис. 4.6.2 изображен граф состояний и возможных переходов частицы при случайном блуждании. На графе указаны и
336
интенсивности переходов для соответствующих пар вершин. Например, λ5 ––
интенсивность переходов E1 ® E5 и E5 ® E1 |
(вероятность любого из этих |
||||
переходов за малый промежуток времени Dt |
равна l5Dt + о(Dt) ). Запишите |
||||
систему |
уравнений |
Колмогорова(4.6.1) |
и |
найдите |
стационарные |
вероятности положений частицы. (См. пример 4.34 и исходные данные.)
|
|
|
|
|
|
|
|
Рис. 4.6.2 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Исходные данные к задаче 4.34. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||
№ |
λ1 |
λ2 |
λ3 |
λ4 |
λ5 |
№ |
λ1 |
λ2 |
λ3 |
λ4 |
λ5 |
№ |
λ1 |
λ2 |
λ3 |
λ4 |
λ5 |
1 |
1 |
1 |
2 |
1 |
1 |
11 |
1 |
1 |
1 |
1 |
2 |
21 |
1 |
2 |
1 |
2 |
2 |
2 |
1 |
1 |
1 |
2 |
2 |
12 |
2 |
1 |
1 |
1 |
2 |
22 |
2 |
1 |
1 |
2 |
1 |
3 |
2 |
1 |
2 |
2 |
1 |
13 |
1 |
1 |
2 |
2 |
1 |
23 |
1 |
2 |
1 |
2 |
1 |
4 |
1 |
2 |
1 |
1 |
1 |
14 |
2 |
2 |
1 |
1 |
2 |
24 |
1 |
2 |
1 |
1 |
2 |
5 |
2 |
1 |
2 |
1 |
1 |
15 |
1 |
1 |
2 |
2 |
2 |
25 |
2 |
2 |
1 |
2 |
1 |
6 |
1 |
2 |
2 |
2 |
1 |
16 |
1 |
1 |
2 |
1 |
3 |
26 |
2 |
1 |
2 |
1 |
2 |
7 |
1 |
2 |
2 |
1 |
1 |
17 |
1 |
1 |
1 |
2 |
1 |
27 |
1 |
2 |
1 |
1 |
3 |
8 |
1 |
1 |
2 |
2 |
2 |
18 |
2 |
2 |
1 |
1 |
1 |
28 |
2 |
1 |
1 |
1 |
3 |
9 |
1 |
1 |
1 |
1 |
3 |
19 |
2 |
2 |
2 |
1 |
1 |
29 |
1 |
3 |
1 |
1 |
2 |
10 |
2 |
1 |
1 |
1 |
1 |
20 |
2 |
1 |
1 |
2 |
2 |
30 |
1 |
1 |
1 |
1 |
1 |
Пример 4.35. В некотором механизме могут происходить отказы |
|
||||||||
двух типов. |
Пусть вероятность отказа |
первого типа в интервале |
времени |
|
|||||
(t,t + h) равна l1h + o(h) , а |
вероятность отказа |
второго |
типа |
в |
том же |
|
|||
интервале |
равна l2h + o(h) . |
В состоянии отказа производится ремонт, |
|
||||||
длительность |
которого |
имеет |
экспоненциальное |
распределение |
с |
||||
параметром, |
зависящим от |
типа отказа. Пусть m1 |
и m2 –– |
значения |
этих |
|
|||
параметров. Требуется найти долю времени, в течение которой механизм |
|
||||||||
будет работать безотказно. |
|
|
|
|
|
|
|
Решение. Обозначим через E0 –– рабочее состояние механизма, через Ei –– состояние i-го отказа. Тогда граф состояний механизма имеет вид, изображенный на рис. 4.6.3.
337
Рис. 4.6.3
Система уравнений (4.6.1) для этого случая имеет вид
Р0¢(t) Р1¢(t) Р2¢(t)
= –(l1 + l2 )Р0 (t) + n1
= l Р (t) - n P (t), |
|||
1 |
0 |
1 |
1 |
= l2 Р0 (t) - n2 P2 (t).
P (t) + n P (t), |
||
1 |
2 |
2 |
Условия существования стационарных вероятностей марковского
процесса выполнены. |
Поэтому |
|
при t ® ¥ |
вероятности Рi (t) ® Рi |
–– |
|||||||||
постоянные |
величины, а |
Рi¢(t) ® 0 . |
Для |
стационарных вероятностей |
||||||||||
получаем систему |
|
|
|
|
)Р + n P + n =P 0, |
|
|
|
|
|||||
|
–(l |
1 |
+ l |
2 |
|
|
|
|
||||||
|
|
|
|
0 |
1 |
1 |
2 |
2 |
|
|
|
|
||
|
l Р - n P = 0, |
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||
|
1 |
0 |
|
1 |
1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
l2 Р0 - n2 P2 = 0. |
|
|
|
|
|
l1 |
|
|
|||||
Из второго |
и третьего |
|
уравнений |
|
находим соответственноР = |
P |
и |
|||||||
|
|
n |
||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
1 |
0 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
1 |
|
|
Р2 = l2 P0 . Вместо первого уравнения используем условие нормировки: n2
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
l |
|
|
l |
2 |
|
|
æ |
|
|
l |
|
l |
2 |
ö |
|
|
|
|
|
|
||||||||
|
|
|
|
Р + Р + Р = Р + |
|
1 |
|
P + |
|
|
=P Р |
1 + |
1 |
+ |
|
|
|
= 1. |
|
|
|
|
|
|||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||||||||||||
|
|
|
|
0 |
|
1 |
2 |
0 |
|
n1 |
|
0 |
|
|
0 |
|
0 ç |
|
|
n1 |
|
|
|
|
÷ |
|
|
|
|
|
|
|||||||||
Откуда |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
n2 |
è |
|
|
|
n2 ø |
|
|
|
|
|
|
||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
ö-1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||
|
|
|
|
|
|
Р0 |
æ |
l |
|
|
l |
2 |
|
|
|
|
|
n n |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||
|
|
|
|
|
|
= ç1 + |
1 |
+ |
|
|
÷ |
= |
|
|
|
|
1 2 |
|
|
|
|
. |
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||
|
|
|
|
|
|
n1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
è |
|
|
n2 ø |
|
|
|
n1n2 + l1n2 + l2n1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||||||
|
Ответ. P(E0 ) = |
|
|
|
n1n2 |
|
|
|
|
|
|
. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||
|
n1n2 + l1n2 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
+ l2n1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||||||
|
Задача 4.35. В некотором механизме могут происходить отказы трех |
|
||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
типов. Пусть вероятность отказаi-го |
|
|
типа |
в |
|
интервале |
времени(t,t + h) |
|
||||||||||||||||||||||||||||||||
равна li h + o(h), |
i =1, 2,3. |
|
В |
|
состоянии |
|
отказа |
|
|
|
производится |
ремонт, |
|
|||||||||||||||||||||||||||
длительность |
которого |
|
|
|
|
имеет |
|
|
экспоненциальное |
распределение |
с |
|||||||||||||||||||||||||||||
параметром, |
зависящим |
|
от |
|
|
типа |
|
|
отказа. Пусть mi |
|
–– |
значения |
этих |
|
||||||||||||||||||||||||||
параметров. Найдите долю времени, в течение которой механизм будет |
|
|||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
находиться в ремонте. (См. пример 4.35 и исходные данные.) |
|
|
|
|
|
|||||||||||||||||||||||||||||||||||
|
Исходные данные к задаче 4.35. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||||||
|
№ |
λ1 |
|
λ2 |
|
λ3 |
|
m1 |
|
m2 |
|
|
|
m3 |
|
|
№ |
λ1 |
|
λ2 |
|
λ3 |
|
|
|
m1 |
m2 |
m3 |
|
|
338