WikiDer > Процесс рождения – смерти

Birth–death process

В процесс рождения – смерти (или же процесс рождения и смерти) является частным случаем марковский процесс с непрерывным временем где переходы между состояниями бывают только двух типов: «рождения», которые увеличивают переменную состояния на единицу, и «смерти», которые уменьшают состояние на единицу. Название модели происходит от общего приложения, использования таких моделей для представления текущего размера популяции, где переходы - это буквальные рождения и смерти. Процессы рождения и смерти находят множество приложений в демография, теория массового обслуживания, инженерия производительности, эпидемиология, биология и другие области. Их можно использовать, например, для изучения эволюции бактерии, количество людей с заболеванием в популяции или количество покупателей в очереди в супермаркете.

Когда происходит рождение, процесс уходит из состояния п к п + 1. Когда наступает смерть, процесс уходит из состояния п заявитьп - 1. Процесс определяется рождаемостью. ${ Displaystyle { лямбда _ {я} } _ {я = 0 точек infty}}$ и уровень смертности ${ Displaystyle { му _ {я} } _ {я = 1 точки infty}}$ .

Повторяемость и быстротечность

О повторяемости и быстротечности в марковских процессах см. Раздел 5.3. Цепь Маркова.

Условия повторения и быстротечности

Условия повторения и быстротечности были установлены Сэмюэл Карлин и Джеймс МакГрегор.^[1]

Процесс рождения и смерти повторяющийся если и только если

{ displaystyle sum _ {i = 1} ^ { infty} prod _ {n = 1} ^ {i} { frac { mu _ {n}} { lambda _ {n}}} = infty.}

Процесс рождения и смерти эргодический если и только если

{ displaystyle sum _ {i = 1} ^ { infty} prod _ {n = 1} ^ {i} { frac { mu _ {n}} { lambda _ {n}}} = infty quad { text {и}} quad sum _ {i = 1} ^ { infty} prod _ {n = 1} ^ {i} { frac { lambda _ {n-1}} { mu _ {n}}} < infty.}

Процесс рождения и смерти нуль-повторяющийся если и только если

{ displaystyle sum _ {i = 1} ^ { infty} prod _ {n = 1} ^ {i} { frac { mu _ {n}} { lambda _ {n}}} = infty quad { text {и}} quad sum _ {i = 1} ^ { infty} prod _ {n = 1} ^ {i} { frac { lambda _ {n-1}} { mu _ {n}}} = infty.}

Используя Расширенная проба Бертрана (см. раздел 4.1.4 из Соотношение тест) условия повторения, быстротечности, эргодичности и нулевого повторения могут быть получены в более явной форме.^[2]

Для целого числа ${ displaystyle K geq 1,}$ позволять ${ Displaystyle ln _ {(К)} (х)}$ обозначить ${ displaystyle K}$ th повторять из натуральный логарифм, т.е. ${ Displaystyle пер _ {(1)} (х) = пер (х)}$ и для любого ${ Displaystyle 2 Leq K Leq K}$ , ${ Displaystyle пер _ {(к)} (х) = пер _ {(к-1)} ( пер (х))}$ .

Тогда условия повторения и быстротечности процесса рождения и смерти заключаются в следующем.

Процесс рождения и смерти преходящ, если существует

{ displaystyle c> 1,}

{ displaystyle K geq 1}

и

{ displaystyle n_ {0}}

такой, что для всех

{ displaystyle n> n_ {0}}

{ displaystyle { frac { lambda _ {n}} { mu _ {n}}} geq 1 + { frac {1} {n}} + { frac {1} {n}} sum _ {k = 1} ^ {K-1} { frac {1} { prod _ {j = 1} ^ {k} ln _ {(j)} (n)}} + { frac {c } { prod _ {j = 1} ^ {K} ln _ {(j)} (n)}},}

где пустая сумма для ${ displaystyle K = 1}$ предполагается равным 0.

Процесс рождения и смерти повторяется, если существует

{ displaystyle K geq 1}

и

{ displaystyle n_ {0}}

такой, что для всех

{ displaystyle n> n_ {0}}

{ displaystyle { frac { lambda _ {n}} { mu _ {n}}} leq 1 + { frac {1} {n}} + { frac {1} {n}} sum _ {k = 1} ^ {K} { frac {1} { prod _ {j = 1} ^ {k} ln _ {(j)} (n)}}.}.

Заявление

Учитывать одномерный случайная прогулка ${ Displaystyle S_ {т}, т = 0,1, ldots,}$ что определяется следующим образом. Позволять ${ displaystyle S_ {0} = 1}$ , и ${ Displaystyle S_ {t} = S_ {t-1} + e_ {t}, t geq 1,}$ куда ${ displaystyle e_ {t}}$ принимает значения ${ displaystyle pm 1}$ , а распределение ${ displaystyle S_ {t}}$ определяется следующими условиями:

{ displaystyle { mathsf {P}} {S_ {t + 1} = S_ {t} +1 | S_ {t}> 0 } = { frac {1} {2}} + { frac { alpha _ {S_ {t}}} {S_ {t}}}, quad { mathsf {P}} {S_ {t + 1} = S_ {t} -1 | S_ {t}> 0 } = { frac {1} {2}} - { frac { alpha _ {S_ {t}}} {S_ {t}}}, quad { mathsf {P}} {S_ {t + 1} = 1 | S_ {t} = 0 } = 1,}

куда ${ Displaystyle альфа _ {п}}$ удовлетворять условию ${ displaystyle 0 < alpha _ {n} < min {C, n / 2 }, C> 0}$ .

Описанное здесь случайное блуждание представляет собой дискретное время аналог процесса рождения и смерти (см. Цепь Маркова) с рождаемостью

{ displaystyle lambda _ {n} = { frac {1} {2}} + { frac { alpha _ {n}} {n}},}

и уровень смертности

{ displaystyle mu _ {n} = { frac {1} {2}} - { frac { alpha _ {n}} {n}}}

.

Таким образом, повторяемость или быстротечность случайного блуждания связана с повторяемостью или быстротечностью процесса рождения и смерти.^[2]

Случайное блуждание является временным, если существуют

{ displaystyle c> 1}

,

{ displaystyle K geq 1}

и

{ displaystyle n_ {0}}

такой, что для всех

{ displaystyle n> n_ {0}}

{ displaystyle alpha _ {n} geq { frac {1} {4}} left (1+ sum _ {k = 1} ^ {K-1} prod _ {j = 1} ^ { k} { frac {1} { ln _ {(j)} (n)}} + c prod _ {j = 1} ^ {K} { frac {1} { ln _ {(j) } (n)}} right),}

где пустая сумма для ${ displaystyle K = 1}$ предполагается равным нулю.

Случайное блуждание является повторяющимся, если существует

{ displaystyle K geq 1}

и

{ displaystyle n_ {0}}

такой, что для всех

{ displaystyle n> n_ {0}}

{ displaystyle alpha _ {n} leq { frac {1} {4}} left (1+ sum _ {k = 1} ^ {K} prod _ {j = 1} ^ {k} { frac {1} { ln _ {(j)} (n)}} right).}

Стационарное решение

Если процесс рождения и смерти эргодичен, то существует устойчивое состояние вероятности ${ displaystyle pi _ {k} = lim _ {t to infty} p_ {k} (t),}$ куда ${ displaystyle p_ {k} (t)}$ вероятность того, что процесс рождения и смерти находится в состоянии ${ displaystyle k}$ вовремя ${ displaystyle t.}$ Предел существует, независимо от начальных значений ${ displaystyle p_ {k} (0),}$ и рассчитывается по соотношениям:

{ displaystyle pi _ {k} = pi _ {0} prod _ {i = 1} ^ {k} { frac { lambda _ {i-1}} { mu _ {i}}} , quad k = 1,2, ldots,}

{ displaystyle pi _ {0} = { frac {1} {1+ sum _ {k = 1} ^ { infty} prod _ {i = 1} ^ {k} { frac { lambda _ {i-1}} { mu _ {i}}}}}.}

Эти предельные вероятности получаются из бесконечной системы дифференциальные уравнения за ${ displaystyle p_ {k} (t):}$

{ displaystyle p_ {0} ^ { prime} (t) = mu _ {1} p_ {1} (t) - lambda _ {0} p_ {0} (t) ,}

{ displaystyle p_ {k} ^ { prime} (t) = lambda _ {k-1} p_ {k-1} (t) + mu _ {k + 1} p_ {k + 1} (t ) - ( lambda _ {k} + mu _ {k}) p_ {k} (t), k = 1,2, ldots, ,}

и начальное условие ${ displaystyle sum _ {k = 0} ^ { infty} p_ {k} (t) = 1.}$

В свою очередь, последняя система дифференциальные уравнения выводится из системы разностные уравнения который описывает динамику системы за малое время ${ displaystyle Delta t}$ . За это короткое время ${ displaystyle Delta t}$ только три типа переходов считаются одной смертью, или одним рождением, или отсутствием рождения и смерти. Вероятность первых двух из этих переходов равна получатель чего-то ${ displaystyle Delta t}$ . Другие переходы в течение этого небольшого интервала ${ displaystyle Delta t}$ Такие как более одного рождения, или же больше чем одна смерть, или же хотя бы одно рождение и хотя бы одна смерть имеют вероятности, которые меньшего порядка, чем ${ displaystyle Delta t}$ , и поэтому пренебрежимо малы при выводе. Если система в состоянии k, то вероятность рождения в промежутке ${ displaystyle Delta t}$ является ${ displaystyle lambda _ {k} Delta t + o ( Delta t)}$ , вероятность смерти составляет ${ Displaystyle му _ {к} Delta t + o ( Delta t)}$ , а вероятность отсутствия рождения и смерти равна ${ displaystyle 1- lambda _ {k} Delta t- mu _ {k} Delta t + o ( Delta t)}$ . Для демографического процесса «рождение» - это переход к увеличению численность населения на 1, а «смерть» - это переход к уменьшению численность населения Автор: 1.

Примеры процессов рождения-смерти

А чистый процесс рождения это процесс рождения-смерти, где ${ displaystyle mu _ {я} = 0}$ для всех ${ displaystyle i geq 0}$ .

А чистый процесс смерти это процесс рождения-смерти, где ${ displaystyle lambda _ {я} = 0}$ для всех ${ displaystyle i geq 0}$ .

Модель M / M / 1 и Модель M / M / c, оба используются в теория массового обслуживания, - процессы рождения и смерти, используемые для описания клиентов в бесконечной очереди.

Использование в теории массового обслуживания

В теории очередей процесс рождения и смерти является наиболее фундаментальным примером модель массового обслуживания, то M / M / C / K / ${ displaystyle infty}$ / FIFO (полностью Обозначения Кендалла) очередь. Это очередь с Пуассоновские прибытия, взятый из бесконечной популяции, и C серверы с экспоненциально распределенный время обслуживания с K места в очереди. Несмотря на предположение о бесконечности населения, эта модель является хорошей моделью для различных телекоммуникационных систем.

M / M / 1 очередь

В M / M / 1 это одиночная серверная очередь с бесконечным размером буфера. В неслучайной среде процесс рождения и смерти в моделях очередей, как правило, является долгосрочным средним значением, поэтому средняя скорость прибытия определяется как ${ displaystyle lambda}$ а среднее время обслуживания как ${ displaystyle 1 / mu}$ . Процесс рождения и смерти представляет собой очередь M / M / 1, когда,

{ displaystyle lambda _ {i} = lambda { text {and}} mu _ {i} = mu { text {для всех}} i. ,}

В дифференциальные уравнения для вероятность что система в состоянии k вовремя т находятся

{ displaystyle p_ {0} ^ { prime} (t) = mu p_ {1} (t) - lambda p_ {0} (t), ,}

{ displaystyle p_ {k} ^ { prime} (t) = lambda p_ {k-1} (t) + mu p_ {k + 1} (t) - ( lambda + mu) p_ {k } (t) quad { text {for}} k = 1,2, ldots ,}

Чистый процесс рождения, связанный с очередью M / M / 1

Чистый процесс рождения с ${ Displaystyle лямбда _ {к} экв лямбда}$ является частным случаем процесса массового обслуживания M / M / 1. У нас есть следующая система дифференциальные уравнения:

{ displaystyle p_ {0} ^ { prime} (t) = - lambda p_ {0} (t), ,}

{ displaystyle p_ {k} ^ { prime} (t) = lambda p_ {k-1} (t) - lambda p_ {k} (t) quad { text {for}} k = 1, 2, ldots ,}

При начальном условии ${ displaystyle p_ {0} (0) = 1}$ и ${ displaystyle p_ {k} (0) = 0, k = 1,2, ldots}$ , решение системы

{ displaystyle p_ {k} (t) = { frac {( lambda t) ^ {k}} {k!}} mathrm {e} ^ {- lambda t}.}

То есть (однородный) Пуассоновский процесс это чистый процесс рождения.

M / M / c очередь

M / M / C - это многосерверная очередь с C сервера и бесконечный буфер. Характеризуется следующими параметрами рождения и смерти:

{ Displaystyle му _ {я} = я му квад { текст {для}} я Leq C-1, ,}

и

{ displaystyle mu _ {i} = C mu quad { text {for}} i geq C, ,}

с

{ displaystyle lambda _ {i} = lambda quad { text {для всех}} i. ,}

Система дифференциальных уравнений в этом случае имеет вид:

{ displaystyle p_ {0} ^ { prime} (t) = mu p_ {1} (t) - lambda p_ {0} (t), ,}

{ displaystyle p_ {k} ^ { prime} (t) = lambda p_ {k-1} (t) + (k + 1) mu p_ {k + 1} (t) - ( lambda + k mu) p_ {k} (t) quad { text {for}} k = 1,2, ldots, C-1, ,}

{ displaystyle p_ {k} ^ { prime} (t) = lambda p_ {k-1} (t) + C mu p_ {k + 1} (t) - ( lambda + C mu) p_ {k} (t) quad { text {for}} k geq C. ,}

Чистый процесс смерти, связанный с очередью M / M / C

Чистый процесс смерти с ${ Displaystyle му _ {к} = к му}$ является частным случаем процесса массового обслуживания M / M / C. У нас есть следующая система дифференциальные уравнения:

{ displaystyle p_ {C} ^ { prime} (t) = - C mu p_ {C} (t), ,}

{ displaystyle p_ {k} ^ { prime} (t) = (k + 1) mu p_ {k + 1} (t) -k mu p_ {k} (t) quad { text {для }} k = 0,1, ldots, C-1. ,}

При начальном условии ${ displaystyle p_ {C} (0) = 1}$ и ${ displaystyle p_ {k} (0) = 0, k = 0,1, ldots, C-1,}$ получаем решение

{ displaystyle p_ {k} (t) = { binom {C} {k}} mathrm {e} ^ {- k mu t} left (1- mathrm {e} ^ {- mu t } right) ^ {Ck},}

это представляет версию биномиальное распределение в зависимости от параметра времени ${ displaystyle t}$ (видеть Биномиальный процесс).

Очередь M / M / 1 / K

Очередь M / M / 1 / K - это очередь одного сервера с размером буфера K. У этой очереди есть приложения в телекоммуникациях, а также в биологии, когда у населения есть предел пропускной способности. В телекоммуникации мы снова используем параметры из очереди M / M / 1 с,

{ displaystyle lambda _ {i} = lambda quad { text {for}} 0 leq i

{ displaystyle lambda _ {i} = 0 quad { text {for}} я geq K, ,}

{ displaystyle mu _ {i} = mu quad { text {for}} 1 leq i leq K. ,}

В биологии, особенно рост бактерий, когда популяция равна нулю, нет возможности расти так,

{ displaystyle lambda _ {0} = 0. ,}

Кроме того, если вместимость представляет собой предел, при котором человек умирает из-за перенаселенности,

{ Displaystyle mu _ {K} = 0. ,}

Дифференциальные уравнения для вероятности того, что система находится в состоянии k вовремя т находятся

{ displaystyle p_ {0} ^ { prime} (t) = mu p_ {1} (t) - lambda p_ {0} (t),}

{ displaystyle p_ {k} ^ { prime} (t) = lambda p_ {k-1} (t) + mu p_ {k + 1} (t) - ( lambda + mu) p_ {k } (t) quad { text {for}} k leq K-1, ,}

{ displaystyle p_ {K} ^ { prime} (t) = lambda p_ {K-1} (t) - ( lambda + mu) p_ {K} (t), ,}

{ displaystyle p_ {k} (t) = 0 quad { text {for}} k> K. ,}

Равновесие

Очередь называется равновесной, если устойчивое состояние вероятности ${ displaystyle pi _ {k} = lim _ {t to infty} p_ {k} (t), k = 0,1, ldots,}$ существовать. Условие существования этих устойчивое состояние вероятности в случае M / M / 1 очередь является ${ Displaystyle rho = лямбда / му <1}$ а в случае Очередь M / M / C является ${ displaystyle rho = lambda / (C mu) <1}$ . Параметр ${ displaystyle rho}$ обычно называется нагрузка параметр или использование параметр. Иногда его еще называют интенсивность движения.

На примере очереди M / M / 1 устойчивое состояние уравнения

{ displaystyle lambda pi _ {0} = mu pi _ {1}, ,}

{ displaystyle ( lambda + mu) pi _ {k} = lambda pi _ {k-1} + mu pi _ {k + 1}. ,}

Это можно свести к

{ displaystyle lambda pi _ {k} = mu pi _ {k + 1} { text {for}} k geq 0. ,}

Итак, учитывая, что ${ displaystyle pi _ {0} + pi _ {1} + ldots = 1}$ , мы получаем

{ displaystyle pi _ {k} = (1- rho) rho ^ {k}.}

Смотрите также

Примечания

^ Карлин, Сэмюэл; МакГрегор, Джеймс (1957). «Классификация процессов рождения и смерти» (PDF). Труды Американского математического общества. 86 (2): 366–400.
^ ^а ^б Абрамов, Вячеслав М. (2020). «Расширение теста Бертрана – Де Моргана и его применение». Американский математический ежемесячник. 127 (5): 444--448. arXiv:1901.05843. Дои:10.1080/00029890.2020.1722551.

v т е Стохастические процессы
Дискретное время	Процесс Бернулли Ветвящийся процесс Китайский ресторанный процесс Процесс Гальтона – Ватсона Независимые и одинаково распределенные случайные величины Цепь Маркова Процесс Морана Случайная прогулка Со стиранием петли Избегать себя Пристрастный Максимальная энтропия
Непрерывное время	Аддитивный процесс Бесселевский процесс Процесс рождения – смерти чистое рождение Броуновское движение Мост Экскурсия Дробное Геометрический Меандр Процесс Коши Контактный процесс Случайное блуждание в непрерывном времени Процесс Кокса Процесс диффузии Эмпирический процесс Валочный процесс Процесс Флеминга – Виота Гамма-процесс Геометрический процесс Процесс охоты Системы взаимодействующих частиц Ито диффузия Процесс Ито Скачок диффузии Перейти процесс Леви процесс Местное время Марковский аддитивный процесс Процесс Маккина – Власова Процесс Орнштейна – Уленбека Пуассоновский процесс Сложный Неоднородный Эволюция Шрамма – Лёвнера Семимартингейл Сигма-мартингейл Стабильный процесс Суперпроцесс Телеграфный процесс Вариант гамма-процесса Винеровский процесс Венская колбаса
Обе	Ветвящийся процесс Модель Гальвеса – Лёхербаха Гауссовский процесс Скрытая марковская модель (HMM) Марковский процесс Мартингейл Отличия Местный Суб- Супер- Случайная динамическая система Регенеративный процесс Процесс продления Стохастические цепочки с памятью переменной длины белый шум
Поля и прочее	Процесс Дирихле Гауссовское случайное поле Мера Гиббса Модель Хопфилда Модель Изинга Модель Поттса Логическая сеть Марковское случайное поле Перколяция Процесс Питмана – Йорка Точечный процесс Кокс Пуассон Случайное поле Случайный график
Модели временных рядов	Модель авторегрессионной условной гетероскедастичности (ARCH) Модель авторегрессионного интегрированного скользящего среднего (ARIMA) Модель авторегрессии (AR) Модель авторегрессии – скользящего среднего (ARMA) Модель обобщенной авторегрессионной условной гетероскедастичности (GARCH) Модель скользящего среднего (MA)
Финансовые модели	Блэк – Дерман – Той Черный – Карасинский Блэк – Скоулз Чен Постоянная эластичность дисперсии (CEV) Кокс – Ингерсолл – Росс (CIR) Гарман – Кольхаген Хит – Джарроу – Мортон (HJM) Heston Хо – Ли Корпус – Белый Рынок LIBOR Рендлман – Барттер Волатильность SABR Вашичек Уилки
Актуарные модели	Бюльманн Крамер-Лундберг Рисковый процесс Спарре – Андерсон
Модели очередей	Масса Жидкость Обобщенная сеть массового обслуживания M / G / 1 M / M / 1 М / м / ц
Характеристики	Càdlàg тропы Непрерывный Непрерывные пути Эргодичный Заменяемый Валочно-непрерывный Гаусс – Марков Марков Смешивание Кусочно-детерминированный Предсказуемый Постепенно измеримый Самоподобный Стационарный Обратимый во времени
Предельные теоремы	Центральная предельная теорема Теорема Донскера Теоремы Дуба о сходимости мартингалов Эргодическая теорема Теорема Фишера – Типпета – Гнеденко. Принцип большого отклонения Закон больших чисел (слабый / сильный) Закон повторного логарифма Максимальная эргодическая теорема Теорема Санова Законы нуля или единицы (Блюменталь, Борель – Кантелли, Энгельберт-Шмидт, Хьюитт-Сэвидж, Колмогоров, Леви)
Неравенства	Буркхолдер – Дэвис – Ганди Мартингейл Дуба Апкроссинг Дуба Кунита – Ватанабэ
Инструменты	Формула Камерона – Мартина Сходимость случайных величин Показательная величина Далеана-Даде Теорема Дуба о разложении Теорема Дуба – Мейера о разложении Теорема Дуба об необязательной остановке Формула Дынкина Формула Фейнмана – Каца Фильтрация Теорема Гирсанова Генератор бесконечно малых Ито интегральный Лемма Ито Карунен – Loève_theorem Колмогорова теорема непрерывности Колмогорова теорема о продолжении Метрика Леви – Прохорова Исчисление Маллявэна Теорема о мартингальном представлении Теорема о необязательной остановке Теорема Прохорова Квадратичная вариация Принцип отражения Скороход интеграл Теорема Скорохода о представлении Скороход космос Конверт Снелла Стохастическое дифференциальное уравнение Танака Время остановки Интеграл Стратоновича Равномерная интегрируемость Обычные гипотезы Винеровское пространство Классический Абстрактный
Дисциплины	Актуарная математика Теория управления Эконометрика Эргодическая теория Теория экстремальных ценностей (EVT) Теория больших отклонений Математические финансы Математическая статистика Теория вероятности Теория массового обслуживания Теория обновления Теория разорения Обработка сигналов Статистика Система на чипе дизайн Стохастический анализ Анализ временных рядов Машинное обучение
Список тем Категория

Navigation

Navigation

Themenportale

WikiDer > Процесс рождения – смерти

Содержание

Повторяемость и быстротечность

Условия повторения и быстротечности

Заявление

Стационарное решение

Примеры процессов рождения-смерти

Использование в теории массового обслуживания

M / M / 1 очередь

Чистый процесс рождения, связанный с очередью M / M / 1

M / M / c очередь

Чистый процесс смерти, связанный с очередью M / M / C

Очередь M / M / 1 / K

Равновесие

Смотрите также

Примечания

Рекомендации