книги из ГПНТБ / Соболь И.М. Численные методы Монте-Карло
.pdflOS |
ВЫЧИСЛЕНИЕ ИНТЕГРАЛОВ |
|
|ГЛ. 3 |
||
В. Из первых цифр табл. 4 (стр. 295) |
образуем десять случайных |
||||
чисел н вычислим по ним |
значения Ѳю |
и Ѳ'ю- |
Случайные числа: |
||
Ѵі = 0,86515, |
Vs— 0,!90795, |
у з = 0,66155, |
у4 = 0,66434, |
у5= 0 ,56558, |
|
Vs=0,12332, |
у?=0,94337, ys= 0.57S02. уо = 0,69186, |
Yio= |
0,03393. Со |
||
считанные по ним значения: |
|
|
|
|
|
|
0 1О= |
0,408, ü'10=0,378. |
|
|
Ошибки этих значений 0ю — /= 0 ,0 2 2 и Ѳ'ю — /= 0 ,0 0 8 близки к соот ветствующим вероятным ошибкам /‘ю = 0,014 и /'ю==0,007.
3.2. Метод существенной выборки. До сих пор рассматривали интегралы вида (12) и использовали при вычислении их случайные точки с плотностью р{Р). Предположим теперь, что требуется вычислить абсолют но сходящийся интеграл
/ 0= f / ( P ) t f P , |
(28) |
о |
|
где область G может быть как ограниченной, так и неог раниченном, и квадрат функции f(P) не обязательно ин
тегрируем. |
Предполагается только-, что J|/(P ) |c/P>U. |
||
3.2.1. |
Плотность р(Р), определенную в G, |
назове |
|
допустимой |
по отношению |
к f{P), если д ( Р ) > 0 |
в тех |
точках, в которых f(P)=т^О. |
G, то эта плотность допусти |
||
Если р ( Р ) > 0 всюду в |
ма по отношению к любым f{P). Вообще же допустимая
плотность может обращаться |
в пуль, но только там, где |
|||||
і ( Р )= 0. Множество точек, в которых /(Р) = |
0, |
назовем |
||||
G0 и пусть G+ = G—G0. |
|
|
|
|
||
Выберем произвольную допустимую плотность р(Р) |
||||||
и рассмотрим функцию |
|
|
|
|
||
Z (Р) = І /( РУР(Р) |
ПРИ |
p eG-b, |
|
|
||
° |
I |
0 |
при |
Р £ Gy. |
|
|
Если Q — случайная |
точка, |
определенная |
в G с плот |
|||
ностью р{Р), то |
fZ0(Р) p (P )d P= |
f/ (P) dP = |
|
|||
MZo (Q) = |
/„, |
|||||
|
O |
|
G + |
|
|
ибо вне множества G+ функция f ( P ) = 0.
§ 31 |
СПОСОБЫ ПОСТРОЕНИЯ ХОРОШИХ ОЦЕНОК |
109 |
Согласно п. 2.1 для приближенного расчета /0 можно использовать независимые реализации Qi, . ■. , Q.v слу чайной точки Q и оценку
0* = (lM0 S Z o(Qf)-
і=і
Вероятная ошибка этой оценки зависит от дисперсии DZ0(Q), которую нетрудно вычислить: так как
DZ0 = |
f Zl (Р) р (Р) dP - |
/ 5, |
|
то |
в |
|
|
|
|
|
|
DZ« = |
J (Г" (Р)/р (Р)] dP - |
і\. |
(29) |
|
а+ |
|
|
Величина эта зависит от выбора плотности р(Р) |
и-даже |
не обязательно конечна. Естественно поставить вопрос о выборе р(Р) так, чтобы минимизировать DZ0.
Т е о р е м а |
3. Минимальная дисперсия DZ0 реализу |
|
ется в |
случае, |
когда плотность р(Р) пропорциональна |
\{{Р) I |
и равна |
|
DZo |
.fl f(P)\dP |
|
а |
Д о к а з а т е л ь с т в о . Если плотность р(Р) |
|
циональна I f(P) |, |
то она равна |
(30)
пропор
р(Р) = \НР) |
.fl HP) |
dP |
|
(31) |
Подставив (31) в (29).получим, что DZ0 = |
DZ0. |
допусти |
||
Осталось доказать, что, |
какова |
бы ни была |
мая плотность р{Р), дисперсия DZo^DZ0. А это легко доказывается с помощью неравенства (1), стр. 292:
^ f \ d P j = Г J \f\dP]*= \ J 1 / l p - i y W o+
<C
f f-p-hlP.
G'b
С л е д с т в и е . Если подынтегральная функция f(P)] не меняет знака в G, то, DZ0 = 0.
110 ВЫ'ПІГ.ЧПІНЕ ИНТЕГРАЛОВ [ГЛ. 3
Отметим, что плотность р(Р) тождественно равна пулю в области Go, в которой f ( P ) = 0. Этот результат согласуется с выводом из теоремы 1, что область, в ко торой /(P )s= 0, выгодно при интегрировании исключить.
В действительности использовать плотность (31) для расчета интеграла (28) нельзя, ибо в (31) входит значе
ние f |
вычисление которого представляет со- |
Ъ |
|
бон задачу, эквивалентную по трудности исходной зада
че (в случае знакопостоянной функции |
f ( P ) — в |
точно |
||
сти |
эквивалентную). Однако |
из теоремы 3 можно сде |
||
лать |
вывод, что желательно |
выбирать |
плотность |
р(Р) |
по возможности пропорциональной |[(Я)|. Такой метод выбора р(Р) часто приводит к величинам Z0 с неболь шими дисперсиями. Он был предложен Г. Капом [142] и называется методом существенной выборки (importan
ce sampling), |
ибо если р(Р) |
пропорциональна |
|/(Р)|, |
то |
в тех частях |
области G, |
в которых |/(/5)| |
больше |
и |
вклад которых в /0 более существен, будет выбираться больше случайных точек.
Возможна и другая интерпретация целесообразности выбора р(Р) пропорционально f(P) (в случае знакопо стоянной f{P)): чем ближе Z0= f (Р)ІР(Р) к постоянной, тем меньше дисперсия DZ0(Q).
Очень сложные плотности р(Р) использовать не ре комендуется, так как тогда процесс реализации случай ных точек Q с плотностью р(Р) станет очень трудоем ким. Заметим, что для вычисления интеграла
/о = f2U(Р) р (Р) СІР
а
не обязательно использовать оценку Ѳд-: можно приме нить какой-нибудь из методов п. 3.1.
П р и м е р . Интеграл
1
/= j exdx I
0
рассмотренный в пп. 2.3 п 3.1.1, можно представить в виде
1
I = (3/2) f е* (1 + х )~ хр ( a ) dx,
о
§ 3] СПОСОБЫ ПОСТРОЕНИЯ ХОРОШИХ ОЦЕНОК 111
где р(х) — (2/3) (1-j-x). |
Значения случайной величины g с плотностью |
|||
р(х) вычисляются по |
формуле g = |
У Л + |
З у — 1 (метод обратных |
|
функций), а оценка раина |
|
|
|
|
ѲЛ, = |
(3 /2 ),Ѵ -1 |
V |
/ ‘ (1 + |
Ц ~ ]. |
|
|
і=і |
|
|
В этом примере дисперсия осреднясмоіі величины Z(£ ) = ( 3 / 2 ) е ; (1+ |
||||
Ч - |) — 1 раина |
1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
DZ = (3/2) j’ е-х (1 + |
x)~]dx — Р = 0,0269. |
|||
|
о |
|
|
|
Это гораздо меньше, чем в п. 2.3, |
и меньше, |
чем в п. З.І.І. |
3.2.2. Метод существенной выборки позволяет строи хорошие оценки для несобственных интегралов (28).
Предположим, что область G ограничена, но
^(ЦР)сіР = со. |
(32) |
а |
|
В этом случае простейший метод Монте-Карло позволя ет записать оценку интеграла (28)
0,v -(K ff/iV )i/(Q ,). і=1
где точки Qi равномерно распределены в G, а Ѵа— объем G. Однако оценка эта плохая, ибо D0,v = oo. В то же время оценка, полученная методом существенной вы борки будет иметь конечную дисперсию, если выбрать допустимую плотность р(Р) так, чтобы интеграл, фи гурирующий в выражении (29), сходился. Такие плот ности всегда существуют. В частности, этому требова нию удовлетворяет плотность (31).
На практике, если подынтегральная функция f(P) имеет особенность, то стараются выбрать плотность р(Р) с той же особенностью, так, чтобы отношение f{P)/p(P) было ограниченным. Прием этот часто называют вклю чением особенности в плотность.
Предположим теперь, что функция \{Р) в (28) осо бенностей не имеет, но область интегрирования G неограничена. Чтобы оценить такой интеграл, можно
119 ВЫЧИСЛЕНИЯ ИНТЕГРАЛОВ (гл . s
выбрать ограниченную область GeczG так, что j f(P)dP < Е ,
G - G в
и строить оценку для интеграла по области Ge. Вместо этого можно попытаться заменой переменных преобразо вать G в конечную область. Однако наиболее естествен ным, по-впднмому, надо считать использование метода существенной выборки. И в этом случае также рекомен дуется включать особенность в плотность, т. е. выбирать р{Р) так, чтобы отношение f(P)/p(P) стремилось к по стоянной при |Р | -> оо, Р еС .
3.2.3. О д и н т и п и и т е г р а л о D с о с о б е н н о с т ь ю . Об значим через G шар .v24-//2+ z 2< P 2. Во многих разделах физики и ме ханики встречаются интегралы вида
\ \ h ( P , Р ')р ~а(іР(іР',
G G
где обе точки |
Р и Р' принадлежат G, а р — расстояние между этими |
|
точками: р = | Р — Р'\. |
|
|
Рассмотрим интеграл такого типа с особенностью |
|
|
|
/ = \ \ h(p) p~adP dP', |
(33) |
где функция |
G G |
абсолютно |
/г(р) ограничена и !і{0)ф0. Интеграл (33) |
||
сходится при а < 3 . |
|
А. Для того чтобы вычислить интеграл (33) простейшим методом Монте-Карло, выберем две независимые случайные точки Q н Q', рав
номерно распределенные |
в G. |
Так |
как |
плотности |
их |
Pq (Р) = |
||
= Pq, (P') х= \/Vg , то положим Z = |
Kg/t (р) р—С6, где |
p = | Q — Q'|, |
||||||
VG = (4/3)я Р3. |
Тогда |
М Z — I, а дисперсия Z равна |
|
|
||||
|
DZ = |
К2 |
[С /,з (р) р - 2 adp dP, _ pi' |
|
|
|||
|
|
G G |
|
|
|
|
|
|
При І ,5 ^ а < 3 |
последний интеграл расходится и DZ = |
oo. |
|
|||||
Б. Воспользуемся |
методом |
существенной выборки |
и выберем |
|||||
совместную плотность р{Р, |
Р') |
случайных |
точек Q и Q' |
так, чтобы |
она содержала такую же особенность, как подынтегральная функция. Так как р (P.P') = P q (Р) Pq’(P' 1 Р)> то точку Q будем по-прежнему
считать равномерно распределенной в G: pQ (Р) э 1/КС.
Для определения р^,{Р'\Р) перенесем начало координат в точку
Р и выберем сферические координаты г', O', q/ с центром в Р (рис. 38).
Направление (из точки Р) условимся задавать единичным вектором ш, а расстояние по этому направлению от точки Р до границы шара G назовем /( ш). Пусть
PQ’iP' IР) = ( 4 я Г ‘ ( 3 - а) ( г ' Г а /-<3- “ >, |
(34) |
где |
|Р ' — Р J, а со = (Р' — Р )/Р , |
» |
8] |
СПОСОВЫ ПОСТРОЕНИЯ ХОРОШИХ ОЦЕНОК |
118 |
||||
|
Нетрудно проверить, |
что формула |
(34) |
действительно определя |
|||
ет |
условную плотность |
вероятностей: |
при |
любой фиксированной |
|||
точке Р |
|
|
Цѵ>) |
|
|
|
|
|
I pQ,{ P '\ P )d P ' = Ф (4 я Г ^ (0 |
|
|
|
|||
|
Г |
( 3 - a ) ( r ' ) 2- a /“ - 3d r '= l. |
|||||
|
'0 |
|
|
о |
|
|
|
|
Рассмотрим скалярную случайную величину |
|
|||||
|
|
Z (Q, Q') = |
4лКс (3 - |
а )“ 1/! (р) 13~ а (ш), |
|
||
где p = | Q ' — Q|, m = ( Q ' — Q)/p. Нетрудно вычислить, что |
|
||||||
|
UZ = |
[f ZpQ (P)pQt (P' j p) dP dP' == ff h [r') (r ') - adP dP' = |
/ , |
||||
|
|
G O |
|
|
C G |
|
|
a дисперсия этой величины равна
DZ = (4jiPg)2 (3 — а )~ 2 ff hm ~ 2ap dP dP' — 13.
äa
Так как функция Л(р) ограничена, а I не превосходит диаметра шар* G, то последний интеграл сходится, и
дисперсия DZ конечна при всех а < 3 . В. Из-за симметрии задачи интег рал (33) может быть сведен к трех кратному. В расчетной схеме методов Монте-Карло этот факт учитывается «автоматически», если при реализа ции случайных точек принимать во внимание симметрию. Чтобы показать это выведем расчетные формулы для
обоих способов расчета /. |
|
||
|
Сферические координаты точки Q |
||
в |
обоих случаях |
можно |
вычислять |
по |
формулам (14) |
гл. 2. |
Однако из |
соображений симметрии ясно, что
точку Q можно выбрать па |
оси |
Oz. |
Поэтому положим X Q — |
У (2 |
* * |
ау = «= Я/ у .
В способе А точка Q' также равномерно распределена в G. Из со
ображений симметрии ясно, что можно ее выбирать в плоскости q' = 0 и считать, что
xQ' = rQ sin 0r yQ = 0. iQf = rQ, z o sö y ,,
где cos Ѳу, = 2у' — 1, rQ, = R f r y ! _
Получаем следующий алгоритм для расчета / методом А:
1)Формулы для і-го испытания
rQ = R У у, |
cos Ѳу, = 2у' — 1, rQ, = R |
, |
P — If |
r Q> ^ r Q r Q ' COS Ѳ д , - j - |
|
§ И- (M. Соболь
114 |
ВЫЧИСЛЕНИЕ |
ИНТЕГРАЛОВ |
|
|
|
[ГЛ. 3 |
||||
2) |
Если р — р,- — значение р, полученное в 1-м испытании, то |
|||||||||
|
V Л(Рі)РГ*. |
|
|
|
(35) |
|||||
|
t™I |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
В способе Б случайную точку Q' с плотностью |
(34) |
можно стро |
||||||||
ить следующим образом: сперва из |
точки Q надо выбрать случайное |
|||||||||
направление со (п. 2.4.2 гл. 2); затем па луче P'=Q+r 'iо |
выбрать |
|||||||||
случайное расстояние р с функцией |
распределенияFp (/•') = |
(г'//)3 - “ , |
||||||||
|
0 < г ' < / |
(где |
/ = / ( со)); |
тогда |
Q '= |
|||||
|
— Q+ рш. |
|
|
|
|
|
|
|||
|
|
В |
самом |
|
деле, |
условная |
плот |
|||
|
ность |
точки Q' |
(при |
условии Q— P) |
||||||
|
в сферических координатах г', 0', ср' с |
|||||||||
|
центром в Р равна |
|
|
|
|
|||||
|
PQ,{P'IP) г'hin Q'r=; |
|
|
|
|
|||||
|
= |
[ (4л) - 1 sin 0 '][(3 - а ) |
(/■')’" |
. |
||||||
|
Первый сомножитель равен плотно |
|||||||||
|
сти случайного направления ш(в сфе |
|||||||||
|
рических |
координатах), |
а |
второй — |
||||||
|
это |
условная |
плотность |
случайного |
||||||
|
расстояния на |
луче |
Р' — Р-\-г\в при |
|||||||
|
условии, |
что ш уже выбрано. |
|
|||||||
|
|
Те |
ж е |
соображения |
симметрии, |
|||||
|
что |
в случае |
А, позволяют |
выбирать |
направление ш в плоскости <р'=0. Оно определяется одним пара
метром |т= |
cosѲ' = |
2Y, — 1 |
(рис. |
39). |
Вычислив ¥) расстояние |
/ = |
||||
,= |і, — Ql, |
получим следующий алгоритм для расчета / методом Б: |
|||||||||
1) |
Формулы для (-го испытания |
|
|
|
||||||
|
|
|
|
rQ = R V Т. |
В = 2 т' - 1 - |
|
||||
|
* = |
|
+ |
] / > |
- 4 |
( 1 - р " - ) , |
р = /( ѵ "),/(3_а); |
|
||
2) |
Если 1— іі if |
р = |
Pj — значения / |
и р, полученные в і-м испыт |
||||||
танин, |
то |
|
|
|
|
|
|
N |
|
|
|
|
|
= 4лѴа (3 - |
|
|
|
|
|||
|
|
|
а Г ' л М |
2 |
Л (pf) |
(36) |
||||
|
|
|
|
|
|
|
|
і=і |
|
|
В |
обоих |
алгоритмах — (35) и |
(36) — па каждое испытание |
за |
||||||
трачивается |
всего три случайных числа, так что фактически вычисля- |
|||||||||
*) |
В векторных обозначениях L = Q-\-lu>. Так как (L, L ) = R 2, то |
|||||||||
получаем |
квадратное уравнение |
/2(ш, |
g i)+ 2 /(Q, co)-|-(Q, Q ) = R 2, |
|||||||
в котором |
(со, со) == 1. Решение: / = |
— (co,Q)+|'r(w, Q)- + R2 — (Q, |
Q). |
Чтобы |
перейти к декартовым координатам, заметим, что Q ={0, Ü, г^ j |
|
а |
о» = |
(sin 0', 0, cos0'}. Следовательно, (Q, Q ) = r £ )t (со, Q) = |
*= |
Гц cos 0' , |
5 31 СПОСОБЫ ПОСТРОЕНИЯ ХОРОШИХ ОППІПК 112
егоя трехкратный интеграл. В общем случае, когда функция h(P, P')
зависит ме только |
от |
расстояния |
р = | Р —Р '|, |
а от самих |
точек Р |
||||||||||
и Р\ |
пришлось бы моделировать все шесть координат точек Q и Q'. |
||||||||||||||
|
Г. Рассмотрим |
ч и с л е н н ы й |
п р и м е р : |
интеграл |
(3.3) |
в случае |
|||||||||
Л(р) = л -2, R = I: |
|
/а = |
(1 / л.2) |
|
ff р~ adPdP'. |
|
|
|
|||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||
|
G — единичный |
|
|
|
|
|
GG |
|
|
|
|
|
|||
где |
|
шар |
*2+ (/2+ z 2< 1. |
Некоторые значения этого |
|||||||||||
интеграла: / 2= |
4, /1= |
32/15, |
/_ , = |
|
64/35. |
|
|
|
|
|
|||||
Запишем оценки |
(35) |
и |
(36) |
для Д и /2: |
|
|
|
|
|||||||
|
|
|
|
|
|
N |
|
|
|
|
|
|
N |
|
|
|
= |
(16/9) |
Д— 1 V |
о - 1 |
; |
4 д , = |
(IR /9) Л ' - ' |
У р ; |
|
||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
І’і |
|
|
|
|
|
(= 1 |
|
|
|
|
|
|
|
i= i |
|
|
|
|
|
|
|||
|
|
|
|
|
|
N |
|
|
|
|
|
|
N |
|
|
|
= |
|
(8/3) |
А'“ 1 У |
|
с |
|
/ 2% = ( 1 6 / 3 ) |
N - 1 2 |
h. |
|
||||
|
|
|
|
|
|
і=1 |
|
|
|
|
|
І=1 |
|
||
Нетрудно заметить, |
что в этом |
случае оценка |
/ Б зависит |
лишь от |
|||||||||||
двух случайных чисел. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||
Вычислим |
дисперсии |
|
соответствующих |
этим методам |
величин |
||||||||||
Z (а) |
(формулы приведены в пунктах А п |
Б): |
|
|
|
|
|||||||||
|
DZ(a) = |
(4/3)2 л“ 2 ff р - 2“ dP dP' - |
/2 |
= |
(4/3)- І0а - |
/2 , |
|||||||||
|
|
|
|
|
|
GG |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
откуда следует, что DZ^, = |
|
2,560, |
D Z ^ = cd . Для оценок типа Б |
||||||||||||
DZ(Ba) = (16/3)2 (3 - |
« ) ~ 2л- 2 |
|
ff lG2ccp (Р, P') dP dP' - |
/%. |
|||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
GG |
|
|
|
|
|
Пусть a' = 2a — 3, так что 6 —2 а = 3 — а'. Тогда
DZfa ) -= (32/3) ( 3 - « ) - ' / „ , - У 2 ,
откуда следует, что DZ^; = 5,201, D Z ^ = 6,756. Интересно отме
тить. что DZp) > D Z ^ . Этот пример показывает, что неудачное
использование существенной выборки приводит к увеличению дис персии.
Т а б л и ц а I
Точные |
-2,13 |
/.,= 4,00 |
значения |
Результаты расчета |
4 = 1 , 7 8 |
/ f = l , 4 8 |
/ £ = і -94 |
-*2 = 3,37 |
|
||||
Ошибки |
—0,35 |
—0,65 |
—2,06 |
—0,63 |
Вероятные ошибки |
0,34 |
0,49 |
СО |
0,55 |
116 |
ВЫЧИСЛЕНИЕ ИНТЕГРАЛОВ |
[ГЛ. 3 |
||
В табл. |
1 приведены результаты расчета всех четырех |
оценок |
||
при ІѴ= 10 с использованием случайных чисел, указанных на стр. |
108. |
|||
Здесь же указаны ошибки расчета и вероятныеошибки гш. |
|
|
||
3.3. Симметризация подынтегральной функции. |
|
требу |
||
3.3.1. |
П р о ст а я с и м м е т р и з а ц и я . Пусть |
|||
ется вычислить интеграл |
|
|
|
|
|
/о = |
J7 (.V) dx |
|
|
|
|
а |
|
|
по конечному интервалу |
а < х < Ь . Рассмотрим случаін |
пую величину £, равномерно распределенную в этом ин тервале, и величину Z = (ö —cr)f(g). Так как МZ = I 0>то простейший метод Монте-Карло приводит к оценке ин теграла
ь —(7 N ни
0jv = “ Т ~ V £—1
где |і, . . . , І.ѵ — независимые значения |.
Рассмотрим теперь симметризованную функцию
интеграл которой по-прежнему равен /0, и пусть Zm =
= {Ь—a)fn>(g). Ввиду того, что MZ(,)= /o, можно за писать симметризованную оценку интеграла
0 ( 1)
üiV
Так как равно
N |
|
Ь — а у |
If (It) +f(a + b - l t ) ]. |
W 1=1 |
математическое ожидание квадрата Z<4
М [Z^ f = Ь— а |
ьІГ- (X) -Г 2/ (.V) / (а Ь - х ) + Г- (а+ Ь |
—*)] dx = |
I /2 (х) dx + ] f (х) f ( а + b — x) і! х |
а математическое ожидание квадрата Z равно
§ ч |
СПОСОБЫ ПОСТРОЕНИЯ ХОРОШИХ ОЦЕНОК |
117 |
то легко доказать, что всегда М [Z(1)]2sc;MZ2 н, следо вательно, DZ(1)^CDZ. Однако для расчета одного значе ния Z(U надо вычислить два значения f(x). Поэтому
трудоемкость |
оценки |
0,ѵ' |
будет |
меньше |
трудоемкости |
|||||
0,ѵ только тогда, |
когда DZ(1) |
по |
крайней |
мере |
вдвое |
|||||
меньше, чем DZ. Оказывается, |
для |
монотонных |
функ |
|||||||
ций это всегда выполнено. |
|
|
|
|
|
функция |
||||
Т е о р е м а |
4. |
Если кусочно непрерывная |
||||||||
f(x) монотонна при а^.х^.Ь, то |
|
|
|
|
|
|||||
|
|
DZ(I)«S(1/2)DZ. |
|
|
|
|
||||
Д о к а з а т е л ь с т в о * ) . |
Из |
|
выражении |
для |
дис |
|||||
персий |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
ь |
|
|
|
ь |
|
|
|
|
|
2DZ<n = (b - |
й )|Ңх) dx + ( Ь - а ) [ f{x)*f(a + b~x)dx-2ll |
|||||||||
I! |
а |
|
|
|
а |
|
|
|
|
|
|
|
|
Ь |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
DZ = |
(6 - а) J Г- (X) dx - |
/о |
|
|
|
||||
|
|
|
|
а |
|
|
|
|
|
|
вытекает, что утверждение теоремы равносильно нера венству
ь |
|
(Ь - а) J / (х) На + Ь - X) dx < Ц |
(37) |
а |
|
Предположим для определенности, что f(x) не убы вает и f (b)>f(a). Введем вспомогательную функцию
X
V(х) = (Ь — о) J f (а - f b — t) dt — (х — а) /,„
а
которая обращается в нуль на концах отрезка а ^ . х ^ Ь . Производная этой функции
ѵ'(х) = (b—a)f(a+b—x) —10
монотонна, v ' ( a ) > 0, v'(b) <.0; следовательно, ѵ ( х ) ^ 0
*) Мы рассматриваем случай, когда f(x) непрерывна п диффе
ренцируема. Однако нетрудно видоизменить доказательство (вводя интегралы Стилтьеса) так, что ни дифференцируемость, ни непре рывность f(x) не понадобятся.