Курс_лекций_по_теории_случайных_процессов
.pdf§ 5. Функция и уравнения восстановления |
21 |
5.2.Уравнения восстановления
Рассмотрим функцию U(t), определенную соотношением (5.1). Очевидно, она удовлетворяет уравнению
U(t) = 1t 0 + F U(t): |
(5.8) |
Аналогичному уравнению удовлетворяет функция восстановления простого процесса восстановления
Hп(t) = F (t) + F Hп(t): |
(5.9) |
Заметим, кроме того, что между функциями восстановления общего и простого процессов восстановления имеет место простая связь
Hо(t) = F1(t) + F1 Hп (t): |
(5.10) |
Ясно, что решения уравнений (5.8) и (5.9) имеют соответственно вид
XX
U(t) = |
F n(t); Hп(t) = F n(t) = F U(t): |
n 0 |
n 1 |
В приложениях теории восстановления часто приходится иметь дело с уравнениями относи-
тельно неизвестной функции G(t) вида |
|
G(t) = B(t) + F G(t); |
(5.11) |
где B(t) некоторая заданная функция, а F (t) некоторое распределение вероятностей.
Определение 5.2. Уравнение вида (5.11) называется уравнением восстановления.
В настоящем разделе рассматривается вопрос о существовании и единственности решений уравнений восстановления
Теорема 5.2. Если распределение F (t) собственное, т.е. F (1) = 1, и не сосредоточено в нуле, т.е. 9 c > 0; 0 < p < 1 : 1 F (c) > p, то решение уравнения (5.11) существует, единственно и имеет вид
G(t) = B(t) U(t): |
(5.12) |
Доказательство. Полагая G0(t) 0 методом последовательных приближений из соотношения
(5.11) получим |
X |
|
G1(t) = B(t); : : : ; Gn+1(t) = B(t) ? |
F (i)(t): |
(5.13) |
0 i n
Покажем, что последовательность Gn(t) равномерно сходится к своему пределу G(t) = B U(t). Для этого мажорируем с.в. Xn независимыми Бернуллиевыми с.в. Be(c; p), принимающими значения 0 и c с вероятностями q = 1 p и p соответственно, Xn Ben(c; p). Тогда для соответсвующих сумм имеет место аппроксимация
|
Sn = X1 + + Xn Bi(n; c; p) Bn |
|
|
|
|
||||||||||||||||
где Bn биномиальная с.в. с параметрами n; c; p. Таким образом, |
|
|
|
|
|||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
x |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
F (n)(x) = P fSn < xg P nBn h |
|
io |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||
c |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||||
|
|
|
pnpq |
cpnpq |
|
r |
|
|
|
|
cpnpq |
|
|||||||||
|
|
q |
|||||||||||||||||||
|
P |
Bn np |
x npc |
|
|
= |
|
|
np |
|
+ |
x |
|
||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||
|
p |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
|
e |
n |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
с некоторым коэффициентом , что показывает, что члены ряда (5.13) мажорируются числовым сходящимся рядом, обеспечивающим его равномерную сходимость. Приведенные рассуждения обеспечивают также единственность решения (5.12) уравнения (5.11) так как последовательные приближения с любым другим начальным приближением приводят к тому же результату.
22 |
Глава 2. Процессы восстановления |
5.3.Теоремы восстановления
Одним из наиболее важных вопросов в приложениях процессов восстановления является исследование асимптотического поведения функции восстановления. В этом направлении элементарная теорема восстановления утверждает, что
H(t) |
t |
при t ! 1: |
|
Теорема 5.3 (Элементарная теорема восстановления). Если F ( ) собственное распределение,
F (1) = 1 , то
lim |
H(t) |
= |
1 |
; |
(5.14) |
|||
|
|
|
|
|||||
t |
|
|
||||||
t!1 |
|
|
|
1
где = MXn = R xdFn(x) и следует положить 1 = 0, если = 1.
0
Доказательство. В случае < 1 используя лемму Фату найдем
1 = M lim inf t 1N(t) lim inf t 1MN(t) = lim inf t 1H(t):
t!1 |
t!1 |
t!1 |
Для доказательства обратного неравенства,
1 lim inf t 1H(t);
t!1
рассмотрим последовательность усеченных с.в. Xn0 = Xn ^ c для некоторого c > 0 и отметим штрихами соответствующие процессы случайного блуждания Sn0 и восстановления N0(t). Очевидно, что с вероятностью 1 N0(t) N(t) и, следовательно, H0(t) H(t). Используя равенство Вальда M[SN(t)] = M[N(t)]M[X] (см. задачу 5) имеем в силу M[SN(t)+1] M[SN(t)]
lim sup t 1H(t) |
|
lim sup t 1H0(t) |
lim sup |
|
M[SN0 0(t)+1] |
|||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||
|
|
|
t M[X0] |
|||||||||||||||
t!1 |
t!1 |
|
|
|
|
t!1 |
|
|
|
|
||||||||
|
|
|
M[SN0 |
0(t) + XN0 0(t)+1 |
] |
|
||||||||||||
|
|
lim sup |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||
|
|
t M[X |
] |
|
|
|
|
|
||||||||||
|
|
t |
!1 |
t + c |
|
|
|
0 |
1 |
|
|
|
|
|
|
|
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
|
|
lim sup |
|
|
|
= |
|
|
|
; |
|
|
|
|||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||
|
t M[X |
0 |
] |
|
M[X |
] |
|
|
|
|||||||||
|
|
t |
!1 |
|
|
|
|
|
|
0 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
откуда в силу limc!1 MX0 = MX следует требуемое неравенство. |
||||||||||||||||||
В случае = 1 аналогичные рассуждения показывают, что |
|
|
|
|
|
|||||||||||||
|
|
lim sup t 1H(t) = 0: |
|
|
|
|
|
|
||||||||||
|
|
|
t!1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
В случае, когда распределение имеет плотность, утверждение теоремы можно усилить.
Следствие 5.4. Если распределение F (:) абсолютно непрерывно (имеет плотность), то и функция восстановления дифференцируема, а для ее плотности h(t) = H0(t) в условиях теоремы 1
справедливо представление
h(t) ! 1
Доказательство не тривиально, но формально предел можно получить пользуясь тауберовой теоремой [9]
|
~ |
|
f~(s) |
1 |
|
|
|
lim h(t) = |
lim sh(s) = |
lim s |
|
= |
|
: |
|
|
|
||||||
t!1 |
s!+0 |
s!+0 1 f~(s) |
|
|
|
Для формулировки дальнейших обобщений теорем восстановления напомним, что распределение F (t) называется арифметическим, если его точки роста сосредоточены на множестве tk = k , причем максимальное из этих называется шагом этого распределения.
§ 5. Функция и уравнения восстановления |
|
|
23 |
||
Теорема 5.4 (Блекуэлл). Если F (t) - неарифметична и < 1, то |
|
||||
1 |
c |
|
|||
tlim |
|
[H(t + c) H(t)] = |
|
|
(5.15) |
t |
|
||||
!1 |
|
|
|
|
|
для любых c. Для арифметических распределений последнее утверждение справедливо для c кратных шагу распределения ; c = l .
Доказательство этой теоремы требует привлечения тонких математических методов и выходит за рамки настоящего курса. Его можно найти, например, в монографии В. Феллера ([30], т. 2, стр. 424, 428).
Наиболее общей формой теоремы восстановления является приводимая ниже узловая теорема восстановления, или теорема Смита, которая справедлива в несколько более жестких условиях интегрируемости, чем Римановы.
Определение 5.3. Функция g(x) называется непосредственно интегрируемой по Риману на R, если разнорсть между ее верхней
X
g( ) = supfg(x) : (n 1) x n g;
1 n1
и нижней
X
g( ) = inffg(x) : (n 1) x n g
1 n1
интегральными суммами сходится к нулю при ! 0, и ее верхняя интегральная сумма ограничена для всех .
Замечание 1. Несложно видеть, что всякая непосредственно интегрируемая по Риману функция интегрируема в обычном смысле. Однако обратное утверждение неверно (см. задачу 8).
Теорема 5.5 (Узловая теорема восстановления, или теорема Смита). Если F (t) неарифметична, < 1 и g(:) неотрицательная непосредственно интегрируемая по Риману функция, то
t1
t!1 Z0 |
g(t u) dH(u) = Z0 |
|
(5.16) |
|
lim |
1 |
|
g(t) dt: |
|
|
|
|
Для арифметических распределений соответствующее выражение следует заменить на
n |
1 |
|
|
|
X |
X |
|
||
nlim |
g(n k)hk = |
|
g(n): |
(5.17) |
|
||||
!1 |
|
|
n 0 |
|
k=0 |
|
|
|
Доказательство. Выбирая произвольное, но фиксированное аппроксимируем функцию g(t) сверху и снизу ступенчатыми функциями
1 |
|
|
1 |
|
|
X |
X |
||||
g(t) = gn1f(n 1) t n g; |
g |
(t) = |
|
g |
n1f(n 1) t n g; |
|
|
||||
n=1 |
n=1 |
где gn = sup(n 1) t n g(t); gn = inf(n 1) t n g(f). Очевидно, что для всех t выполняются неравенства g(t) g(t) g(t). В силу монотонности функции восстановления H(t) и неотрица-
тельности g(t) имеют место неравенства
t |
|
t |
|
t |
Z0 |
g |
(t u) dH(u) Z0 |
g(t u) dH(u) Z0 |
g(t u) dH(u): |
|
Правая и левая части этого неравенства легко вычисляются и в силу теоремы Блекуэлла сходятся при t ! 1 к верхней и нижней интегральным суммам функции g(t), откуда в силу непосредственной интегрируемости функции g(:) следует утверждение теоремы.
24 |
Глава 2. Процессы восстановления |
5.4.Предельные теоремы для процессов восстановления
ЗБЧ и ЦПТ, приведенные в § 3 для случайных блужданий благодаря тождеству (5.2) между событиями fN(t) ng и fSn tg переносятся также на процессы восстановления.
Теорема 5.6 (ЗБЧ). Если < 1, то для процесса восстановления имеют место ЗБЧ и УЗБЧ,
|
|
|
|
|
|
1 |
N(t) |
1 |
|
(5.18) |
|||||
|
|
|
|
|
|
|
|
! |
|
|
|
||||
|
|
|
|
|
|
|
t |
|
|||||||
по вероятности и с вероятностью 1. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||
Доказательство. Положим [t= ] = r: Тогда в силу тождества (5.2) имеем |
|||||||||||||||
|
|
t |
> " = N(t) > + "t = fSr+["t] < tg |
||||||||||||
|
N(t) |
1 |
|
|
|
|
|
|
t |
|
|
|
|||
или полагая для простоты ["t] = l и продолжая прерванное равенство найдем |
|||||||||||||||
|
|
Sr+l |
|
|
t |
|
|
|
|
Sr+l |
|
" 2 |
|||
|
|
< |
|
= |
|
|
< |
|
: |
||||||
r + l |
r + l |
r + l |
1 + " |
Так как r ! 1; l ! 1 при t ! 1 для любого " > 0, то в силу ЗБЧ вероятность последнего события сходится к нулю, откуда следует, что и вероятность события слева в предыдущем равенстве сходится к нулю. Аналогично получаем сходимость к нулю вероятности события
Nt |
< " |
; |
||
|
(t) |
1 |
|
|
что вместе с предыдущим утверждением доказывает справедливость ЗБЧ для процесса восстановления.
Применение УЗБЧ к последовательности с.в. Sn показывает, что для процесса восстановления справедлив также и УЗБЧ.
Аналогично предыдущим рассуждениям доказывается справедливость ЦПТ для процессов восстановления. Для этого потребуется вычисленное в задаче 1 значение дисперсии процесса восстановления.
Теорема 5.7 (ЦПТ). Если < 1 и 2 < 1, то распределение нормированных своими средним значением и стандартным отклонением значения процесса восстановления равномерно сходится к стандартному нормальному распределению,
|
|
|
|
|
|
|
x |
|
|
|
|
|
lim P |
N(t) 1t |
< x |
= (x) = |
Z |
1 |
e u22 |
du: |
(5.19) |
||||
|
|
|
|
|
||||||||
t!1 |
n |
pt 3 |
o |
p2 |
|
|
||||||
|
|
|
|
|
1 |
|
|
|
|
|
||
Доказательство провести самостоятельно (см. задачу 2). |
|
|
|
|
|
5.5. Дополнения
Вопросы для контроля.
1.Дайте определение функции и плотности восстановления процесса восстановления.
2.Как связана функция восстановления с распределением интервала между восстановления-
ми?
3.Укажите связь между функциями восстановления простого, общего и стационарного процессов восстановления.
§ 5. Функция и уравнения восстановления |
25 |
4.Приведите уравнение для функции восстановления простого, общего и стационарного процессов восстановления.
5.Сформулируйте теорему о существовании и единственности решения уравнения восстановления.
6.Приведите аналоги функции и плотности восстановления для дискретного процесса восстановления.
7.Как выражается функция восстановления через распределение времени между восстановлениями?
8.Как ведет себя среднее число восстановлений при неограниченном росте временного интер-
вала?
9.Какая функция называется арифметической?
10.При каком условии на функцию распределения случайных величин будет выполняться теорема Блекуэлла?
11.Сформулируйте узловую теорему восстановления.
Упражнения.
1.Докажите эквивалентность событий (5.2) в теореме 5.1.
2.Докажите формулу (5.4) для вычисления плотности восстановления.
3.Докажите формулу (5.6) для вычисления дискретной плотности дискретного процесса восстановления.
4.Выведите формулу для s-преобразования дискретной плотности восстановления дискретного процесса восстановления.
5.Используя рассуждения, аналогичные приведенным в теореме 5.6, докажите сходимость к
no
нулю при t ! 1 вероятности события Nt(t) 1 < " .
6.Закончите доказательство теоремы 5.1.
7.Проведите доказательство следствия 5.1..
Задачи.
1.Вычислите дисперсию DN(t) процесса восстановления.
2.Аналогично рассуждениям, использованным при доказательстве теоремы 5.6, докажите справедливость ЦПТ для процессов восстановления.
3.Докажите ЗБЧ и УЗБЧ для дискретных процессов восстановления.
4.Докажите справедливость ЦПТ для дискретных процессов восстановления.
5.Докажите тождество Вальда, используемое в теореме 5.3.
6.Длительности Xn; n > 1; безотказной работы, определяющие процесс восстановления N(t), равны Xn = Y1; n + Y2; n, где Yi; j; i = 1; 2; j > n независимые в совокупности с.в., и Yi; n имеют экспоненциальные распределения с параметрами i. Найдите функцию восстановления H(t) и
плотность восстановления h(t) процесса восстановления N(t).
7. Длительность безотказной работы, определяющая процесс восстановления N(t), имеет плотность распределения
|
(0; |
|
x < 0; |
|
f(x) = 1e 1x + 2e 2x |
x 0; |
|
где |
> 0; > 0; + = 1; i > 0; |
i = 1; 2. Найдите H(t) = MN(t) и плотность |
|
восстановления h(t). |
|
|
|
8. |
Покажите, что не всякая интегрируемая функция непосредственно интегрируема. |
Библиографические замечания.
Исследованию ассимптотического поведения функции восстановления посвящена обширная литература, сформировавшаяся в основном уже к середине прошлого века. Достаточно подробное
26 |
Глава 2. Процессы восстановления |
освещение этих вопросов можно найти, например, в [17]. Приводимое здесь понятие непосредственно интегрируемой по Риману функции и доказательство теоремы Смита принадлежат Феллеру ([30], стр. 426). Более подробное изложение вопросов, относящихся к дискретным процессам восстновления, содержится в ([29], стр. 314-320).
§ 6. Процессы, связанные с процессом восстановления |
27 |
§ 6. Процессы, связанные с процессом восстановления
В этом параграфе рассматриваются некоторые процессы, связанные с процессом восстановления и его обобщения.
6.1.Возраст и остаточное время жизни элемента
Рассмотрим случайные процессы функционально заданные на вероятностном пространстве исходного процесса восстановления соотношениями
Z (t) = t SN(t) и Z+(t) = SN(t)+1 t:
Если интерпретировать процесс восстановления, как процесс (мгновенной) замены элементов, то случайные величины Z (t) и Z+(t) можно рассматривать, как возраст и соответственно остаточное время жизни используемого в момент времени t элемента.
Определение 6.1. Процессы Z (t) и Z+(t) называются возрастом и остаточным временем до восстановления процесса восстановления в момент времени t.
В качестве упражнения 1 предлагается нарисовать траектории процессов возраста и остаточного времени жизни элемента.
Представляет интерес исследование распределений с.п. Z (t) и Z+(t). Для исследования распределения с.в. Z (t) и Z+(t) обозначим через G (t; x) распределение соответствующих величин на любом из интервалов Xi; i 1,
G (t; x) = PfZ (Si 1 + t) < x; t Xig
Здесь для простоты предполагается, что все интервалы, включая первый, распределены одинаково, т.е. рассматривается простой процесс восстановления. Замечание, касающееся общего случая, см. в конце раздела.
Теорема 6.1. Распределения возраста и остаточного времени жизни имеют вид
P(Zt < x) = G1 (t; x) + Z0 |
t |
|
G (t u; x) dH(u); |
(6.1) |
где H(t) функция восстановления, а распределения возраста и остаточного времени на отдельных интервалах G (t; x) имеют вид
|
G (t; x) = PfZ (Si 1 + t) < x; t Xig = |
|
|
|
||||
|
|
= |
1ft < xg(1 F (t)); |
|
|
|
(6.2) |
|
и |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
G+(t; x) = PfZ+(Si 1 + t) < x; t Xig = |
|
|
|
|
|||
|
|
= |
Pft < Ti t + x) = F (t + x) F (t): |
|
(6.3) |
|||
Доказательство. По формуле полной вероятности имеем: |
|
|
|
|
||||
|
|
|
X |
Z (t) < x; S < t |
|
|
|
|
P |
Z (t) < x = G (t; x) + P |
|
S |
k+1g |
: |
|||
f |
g |
1 |
f |
k |
|
|
k 1
28 Глава 2. Процессы восстановления
Воспользовавшись теперь формулой полной вероятности для непрерывных распределений во вто-
ром слагаемом и меняя порядок суммирования и интегрирования с учетом, что H(t) = |
P(Sk |
||
|
|
|
k 1 |
t), найдем |
|
|
P |
|
PfZ (t) < xg = G (t; x) + |
|
|
|
t |
|
|
|
Z |
|
|
+ |
X PfZ (t) < x; Sk < t Sk+1 j Sk = ugdP(Sk < u) = |
|
|
|
k 1 0 |
|
|
|
G1 (t; x) + Z0 |
t |
|
= |
G (t u; x) dH(u): |
(6.4) |
Формула (6.4) дает представление распределений с.п. Z+(t) и Z (t) через их распределения на отдельных случайных интервалах Xk; k 1. Так как на отдельном интервале Xk, то есть
совместно с событием fSk 1 < t Skg, для величин Z+(t); Z (t) справедливы представления
Z (Sk 1 + t) = t; Z+(Sk 1 + t) = Xk t, то для G (t; x) имеем:
G (t; x) = PfZ (Sk 1 + t) < x; t Xkg = 1ft < xg(1 F (t)); |
|
G+(t; x) = PfZ+(Sk 1 + t) < x; t Xkg = |
|
= Pft Xk < t + x) = F (t + x) F (t): |
Замечание 1. В общем случае для общего процесса восстановления для вычисления распределения G1 (t; x) на первом интервале в этих формулах следует заменить F (t) на F1(t).
6.2.Предельное распределение возраста и остаточного времени жизни
Рассмотрим асимптотику распределений с.п. Z (t) при t ! 1.
Теорема 6.2. Предельные распределения возраста и остаточного времени жизни существуют и имеют вид
|
|
|
|
1 |
x |
|
|
|
|
|
lim P(Z |
|
(t) < x) = |
|
[ 1 |
|
F (u) ] du |
|
|||
|
Z0 |
|
(6.5) |
|||||||
t!1 |
|
|
|
Доказательство. Так как G1 (t; x) PfX1 tg, то очевидно, что при t ! 1 существует предел: |
|
0 tlim G1 (t; x) tlim PfX1 xg = 0; |
|
!1 |
!1 |
функции G (t; x) удовлетворяют условиям узловой теоремы восстановления Смита. Поэтому су-
§ 6. Процессы, связанные с процессом восстановления |
29 |
ществуют пределы:
lim PfZ (t) xg =
t!1
=
lim PfZ+(t) xg =
t!1
=
=
1 |
|
||
Z0 |
1ft < xg(1 F (t)) dt = |
|
|
1 |
|
|
|
|
x |
(1 F (t)) dt ; |
|
Z0 |
|
||
1 |
|
|
|
1 |
|
||
Z0 |
[F (t + x) F (t)] dt = |
|
|
1 |
|
|
|
1 |
|
||
Z0 |
[(1 F (t)) (1 F (t + x))] dt = |
|
|
1 |
|
|
|
|
x |
(1 F (u)) du: |
|
Z0 |
|||
1 |
|
|
|
Замечание 2. Отметим, что предельные распределения возраста и остаточного времени жизни элемента совпадают между собой и имеют вид распределения начального интервала стационарного процесса восстановления. Таким образом, стационарный процесс восстановления характеризуется тем, что наблюдение за ним начинается не в момент замены элемента, а в некоторый “бесконечно далекий” момент времени.
6.3.Альтернирующий процесс восстановления
Рассмотрим работу восстанавливаемой системы с учетом времени замен. Обозначим через F (x) и G(x) ф.р. длительностей безотказной работы Xn0 и восстановления Xn00 соответственно.
F (x) = PfXn0 < xg; G(x) = PfXn00 < xg:
Поведение системы с точки зрения ее надежности можно представить с помощью случайного процесса X = fX(t); t 0g, принимающего два значения 0 и 1,
0; |
если в момент времени t система исправна; |
|
X(t) = (1; |
если она неисправна в этот момент времени: |
(6.6) |
Определение 6.2. Определенный соотношением (6.6) с.п. называется альтернирующим процессом восстановления.
В качестве упражнения 2 предлагается нарисовать траектории альтернирующего процесса восстановления.
Если предполагать, что в начальный момент система исправна, то ее отказы происходят в моменты
|
X |
|
S10 = X10 ; S20 = (X10 + X100) + X20 ; : : : ; Sn0 +1 = |
(Xi0 + Xi00) + Xn0 +1; |
|
а восстановления соответственно в моменты |
1 i n |
|
|
X |
|
|
|
|
S100 = X10 + X100; S200 = (X10 + X100) + (X20 + X200); : : : ; Sn00+1 = |
(Xi0 + Xi00): |
|
|
1 |
i n+1 |
Естественно, что число отказов и восстановлений при этом описывается процессом восстановления, определяемым последовательностью н.о.р. с.в. Xn = Xn0 + Xn00 с различными начальными
30 Глава 2. Процессы восстановления
интервалами. Если через f~(s) и g~(s) и обозначить ПФ длительностей безотказной работы и восстановления соответственно, то с учетом того, что ПФ суммы независимых с.в. равна произведению ПФ слагаемых, ПЛ плотности восстановления такого процесса восстановления равно
~ |
f~(s)~g(s) |
|
h(s) = |
|
: |
|
||
|
1 f~(s)~g(s) |
Используя это выражение можно вычислить и другие характеристики этого процесса. Вычислим, в частности, вероятности состояний процесса в произвольный момент времени. Обозначим через0(t) и 1(t) вероятности состояний рассматриваемого процесса,
i(t) = PfX(t) = ig (i = 0; 1):
Заметим, что в момент времени t система может находиться в исправном состоянии в том и только том случае, если либо
а) до момента t не было отказов, либо
б) последний перед моментом t отказ произошел в момент u t, а после этого момента отказов не было.
Тогда используя формулу полной вероятности для вероятностей состояний нетрудно вывести выражения
0(t) = Pf0 t X1g + Z0 |
t |
|
Pft u X1gh(u) du: |
(6.7) |
Выражение для 1(t) можно получить аналогичными рассуждениями или используя очевидное соотношение
0(t) + 1(t) = 1:
Переходя в соотношении (6.7) к ПЛ и учитывая, что ПЛ дополнительной функции распределения
1 F (t) имеет вид |
|
|
|
|
^F (s) = |
1 f~(s) |
|
|
|
||||
|
|
|
|
1 |
|
|
|
||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
s |
|
|
|
|
|
найдем |
|
|
1 |
f~(s) |
|
|
|
|
1 f~(s) |
|
|
||
~ |
|
(s) = |
1 + h~(s) = |
|
: |
|
|||||||
|
|
s |
|
|
s(1 f~(s)~g(s)) |
(6.8) |
|||||||
|
0 |
|
|
|
|
|
|
|
Наконец, используя связь между асимптотическим поведением функции на бесконечности и ее преобразования Лапласа в нуле, найдем
lim 0(t) = |
lim s ~0(s) = |
lim |
1 f~(s) |
= |
F |
: |
(6.9) |
|
|
||||||
t!1 |
s!+0 |
s!+0 1 f~(s)~g(s) |
F + G |
|
6.4.Процесс накопления
В настоящем разделе рассматривается одно обобщение процесса восстановления, часто встречающееся в различных приложениях.
Определение 6.3. Рассмотрим последовательность двумерных н.о.р. с.в. (Xk; Yk) : k = 1; 2; : : :
с положительной первой компонентой и совместным распределением F (x; y). Определим как и
ранее величины |
X |
|
|
|
Sn = |
Xk; N(t) = maxfn : Sn tg |
|
||
и положим |
1 k n |
|
|
|
Y (t) = |
X Yk: |
(6.10) |
||
|
1 k N(t)
Определенный соотношением (6.10) случайный процесс называется процессом накопления.