Участник:Mk17.ru — различия между версиями

Материал из Викиконспекты
Перейти к: навигация, поиск
Строка 6: Строка 6:
 
}}
 
}}
  
== Двумерный случай случайных блужданий ==
+
== Случайные блуждания по прямой ==
  
 
Представим частицу, которая движется по целым точкам на прямой. Перемещение из одной точки
 
Представим частицу, которая движется по целым точкам на прямой. Перемещение из одной точки
Строка 17: Строка 17:
 
Заметим, что вернуться в какую-либо точку можно только за четное число шагов.
 
Заметим, что вернуться в какую-либо точку можно только за четное число шагов.
  
* <tex dpi ="130">H(\underbrace{\dfrac{1}{n}, \dfrac{1}{n}, \dots, \dfrac{1}{n}}_\text{n}) < H(\underbrace{\dfrac{1}{n+1}, \dfrac{1}{n+1}, \dots, \dfrac{1}{n+1}}_\text{n+1})</tex>
+
==Вероятность смещения на d единиц вправо или влево==
  
* <tex dpi ="130"> H(p_{1}q_{11}, p_{1}q_{12}, \dots, p_{n}q_{nk_n}) = H(p_1, p_2, \dots, p_n) + \sum\limits_{i=1}^{n} p_iH(q_{i1}, \dots, q_{ik_i})</tex>
+
Выведем распределение случайной величины ξn. Будем считать, что P(ξ0 = m) = 1. Это отвечает тому, что в начальный момент времени частица достоверно находилась в точке
<tex>\rhd</tex>
+
x = m (здесь m — фиксированное число) и затем начала случайно блуждать в соответствии с описанными выше правилами. Пусть d — смещение частицы за n шагов.
 
+
Найдём P(ξn = m + d) для каждого d ∈ Z.
Рассмотрим схему <tex>\mathcal{P}_m</tex> c <tex>m</tex> исходами и вероятностями <tex>\{p_1, p_2, \dots, p_m\}</tex> и схему <tex>\mathcal{R}_k</tex> с <tex>k</tex> исходами и вероятностями <tex>\{q_1, q_2, \dots, q_k\}</tex>.
 
 
 
Образуем комбинированную схему c <tex>m + k - 1</tex> исходами следующим образом:
 
 
 
Выбирается случайным образом один из исходов схемы <tex>\mathcal{P}_m</tex>, и если произошел <tex>m</tex>-й исход, выбирается случайно один из исходов схемы <tex>\mathcal{R}_k</tex>, а остальные <tex>m - 1</tex> исходов схемы <tex>\mathcal{P}_m</tex> считаются окончательными.
 
 
 
В этой комбинированной схеме <tex>\mathcal{PR}</tex> мы получаем исходы <tex>1, 2, \dots, m - 1, (m, 1), (m, 2), \dots, (m, k)</tex> с вероятностями <tex>p_1, p_2, \dots, p_{m-1}, p_mq_1, p_mq_2, \dots, p_mq_k</tex>
 
 
 
Легко видеть, что <tex>H(\mathcal{PR}) = H(\mathcal{P}_m) + p_mH(\mathcal{R}_k)</tex>.
 
 
Потребуем выполнения этого свойства для любой меры неопределенности.
 
<tex>\lhd</tex>
 
 
 
==Вычисление энтропии==
 
 
 
Для доказательства формулы вычисления энтропии сначала докажем лемму.
 
 
{{Лемма
 
{{Лемма
 
|statement = <tex dpi="140">g(n) = H(\dfrac{1}{n}, \dfrac{1}{n}, \dots, \dfrac{1}{n}) = -k \log_2 \dfrac{1}{n} = k \log_2n</tex>
 
|statement = <tex dpi="140">g(n) = H(\dfrac{1}{n}, \dfrac{1}{n}, \dots, \dfrac{1}{n}) = -k \log_2 \dfrac{1}{n} = k \log_2n</tex>

Версия 01:25, 19 мая 2020

Определение

Определение:
Случайное блуждание (англ. Random walk) — математическая модель процесса случайных изменений — шагов в дискретные моменты времени. При этом предполагается, что изменение на каждом шаге не зависит от предыдущих и от времени. В силу простоты анализа эта модель часто используется в разных сферах в математике, экономике, физике, но, как правило, такая модель является существенным упрощением реального процесса.


Случайные блуждания по прямой

Представим частицу, которая движется по целым точкам на прямой. Перемещение из одной точки в другую происходит через равные промежутки времени. За один шаг частица из точки k с положительной вероятностью p перемещается в точку [math]k + 1[/math] и с положительной вероятностью [math]q = 1 − p[/math] перемещается в точку k − 1. Физической системе соответствует цепь Маркова:

  • [math]\xi_n = \xi_{n-1} + \eta_n = \xi_0 + S_n, \eta_n = \begin{cases} 1 &\text{с вероятностью p}\\-1 &\text{с вероятностью 1 - p} \end{cases}[/math]

Заметим, что вернуться в какую-либо точку можно только за четное число шагов.

Вероятность смещения на d единиц вправо или влево

Выведем распределение случайной величины ξn. Будем считать, что P(ξ0 = m) = 1. Это отвечает тому, что в начальный момент времени частица достоверно находилась в точке x = m (здесь m — фиксированное число) и затем начала случайно блуждать в соответствии с описанными выше правилами. Пусть d — смещение частицы за n шагов. Найдём P(ξn = m + d) для каждого d ∈ Z.

Лемма:
[math]g(n) = H(\dfrac{1}{n}, \dfrac{1}{n}, \dots, \dfrac{1}{n}) = -k \log_2 \dfrac{1}{n} = k \log_2n[/math]
Доказательство:
[math]\triangleright[/math]

Будем рассматривать для [math]k=1[/math] (бит).

Рассмотрим функцию [math]g(mn)[/math]:

[math]g(mn)=g(m)+ \sum\limits_{i=1}^{m} \dfrac{1}{m} g(n) = g(m)+g(n)[/math]

Пусть: [math]g(2)=1 \quad[/math], тогда [math]g(2^t)=t[/math] и [math] \quad g(n^t)=t \cdot g(n)[/math]

Рассмотрим такое [math] i [/math], что [math]2^i \leqslant n^t \lt 2^{i+1}[/math]

Можно заметить, что если [math] i=[ \log_2 n^t ] [/math], то неравенство останется верным.

По предыдущим рассуждениям получаем, что:

[math]g(2^i) \leqslant g(n^t) \lt g(2^{i+1})[/math]
[math] i \leqslant t \cdot g(n) \lt i+1 \quad \quad [/math]

Делим неравенство на [math]t[/math]:

[math]\dfrac{i}{t} \leqslant g(n) \lt \dfrac{i+1}{t}[/math], то есть [math]\dfrac{[ \log_2 n^t ]}{t} \leqslant g(n) \lt \dfrac{[ \log_2 n^t ]+1}{t}[/math]
Отсюда ясно, что если [math] t\rightarrow \infty[/math], то получаем [math]g(n) = \log_2n[/math]
[math]\triangleleft[/math]
Теорема:
[math]H(p_1, p_2, \dots, p_n) = -k \sum\limits_{i=1}^{n} p_i\log_2p_i = k \sum\limits_{i=1}^{n} p_i\log_2\dfrac{1}{p_i}[/math]
Доказательство:
[math]\triangleright[/math]

Теперь рассмотрим функцию [math]H(\dfrac{a_1}{b_1}, \dfrac{a_2}{b_2}, \dots, \dfrac{a_n}{b_n})[/math]

Приведем дроби внутри функции к одному знаменателю, получаем: [math] H(\dfrac{a_1}{b_1}, \dfrac{a_2}{b_2}, \dots, \dfrac{a_n}{b_n}) = H(\dfrac{x_1}{b}, \dfrac{x_2}{b}, \dots, \dfrac{x_n}{b})[/math]

Далее по свойству энтропии и доказанной лемме:

[math]g(b)= H(\dfrac{x_1}{b}, \dfrac{x_2}{b}, \dots, \dfrac{x_n}{b}) + \sum\limits_{i=1}^{n} \dfrac{x_i}{b} g(x_i)[/math]
[math]H(\dfrac{x_1}{b}, \dfrac{x_2}{b}, \dots, \dfrac{x_n}{b}) = \log_2b - \sum\limits_{i=1}^{n} \dfrac{x_i}{b} \log_2x_i = -\sum\limits_{i=1}^{n} \dfrac{x_i}{b} \log_2 \dfrac{x_i}{b}[/math]
При [math] p_i = \dfrac{x_i}{b} [/math] получаем, что [math]H(p_1, p_2, \dots, p_n) = -\sum\limits_{i=1}^{n} p_i \log_2p_i = \sum\limits_{i=1}^{n} p_i \log_2 \dfrac{1}{p_i}[/math]
[math]\triangleleft[/math]

Примеры

Энтропия честной монеты

Рассмотрим вероятностное пространство — честная монета. Найдем для нее энтропию:

[math]H(X) = -\sum\limits_{i=1}^{n} p_i \log_2p_i = -\sum\limits_{i=1}^{2} {\dfrac{1}{2} \cdot \log_2 \dfrac{1}{2}} = -\sum\limits_{i=1}^{2} {\dfrac{1}{2} \cdot (-1)} = 1[/math]

Это означает что после броска честной монеты мы получим информацию в размере [math]1[/math] бит, уменьшив степень неопределенности вдвое.

Энтропия нечестной монеты

Найдем энтропию для вероятностного пространства нечестная монета с распределением Бернулли [math]\{0,2; 0,8\}[/math]:

[math]H(X) = -\sum\limits_{i=1}^{n} p_i \log_2p_i = -0.2\log_2(0.2)-0.8\log_2(0.8) \approx 0.722 \lt 1 [/math]

Ограниченность энтропии

Теорема:
[math]0 \leqslant H(p_1, p_2, \dots, p_n) \leqslant \log_2n [/math]
Доказательство:
[math]\triangleright[/math]

1) Докажем первую часть неравенства:

Так как [math] p_i\in[0,\;1][/math], тогда [math]\log_2\dfrac{1}{p_i} \geqslant 0 [/math]. Таким образом [math] H(p_1, p_2, \dots, p_n) = \sum\limits_{i=1}^{n} p_i\log_2 \dfrac{1}{p_i} \geqslant 0 [/math]

2) Докажем вторую часть неравенства:

[math] f(x)=\log_2x [/math] — выпуклая вверх функция, [math] p_1,p_2,\ldots,p_n\gt 0[/math] и [math] \sum \limits_{i=1}^{n} p_i = 1 [/math], тогда для нее выполняется неравенство Йенсена: [math] \sum\limits_{i=1}^{n} p_i f(\dfrac{1}{p_i}) \leqslant f(\sum\limits_{i=1}^{n} (p_i \cdot\dfrac{1}{p_i})) [/math]

Таким образом получаем, что [math] H(p_1, p_2, \dots, p_n) \leqslant \log_2n [/math]
[math]\triangleleft[/math]

Тогда из теоремы и доказанной выше леммы следует, что для n исходов энтропия максимальна, если они все равновероятны.

Условная и взаимная энтропия

Определение:
Условная энтропия (англ. conditional entropy) — определяет количество остающейся энтропии (то есть, остающейся неопределенности) события [math]A[/math] после того, как становится известным результат события [math]B[/math]. Она называется энтропия [math]A[/math] при условии [math]B[/math], и обозначается [math]H(A|B)[/math]

[math]H(A|B)= - \sum\limits_{i=1}^{m}p(b_i)\sum\limits_{j=1}^{n} p(a_j|b_i)\log_2p(a_j|b_i) [/math]

Определение:
Взаимная энтропия (англ. joint entropy) — энтропия объединения двух событий [math]A[/math] и [math]B[/math].

[math] H(A \cap B) = -\sum\limits_{i=1}^{m} \sum\limits_{j=1}^{n} p(a_j \cap b_i)\log_2p(a_j \cap b_i) [/math]

Утверждение:
[math] H(A \cap B) = H(A|B)+H(B)=H(B|A)+H(A) [/math]
[math]\triangleright[/math]

По формуле условной вероятности [math] p(a_j|b_i)=\dfrac{p(a_j \cap b_i)}{p(b_i)} [/math]

[math] H(A|B)=-\sum\limits_{i=1}^{m}p(b_i)\sum\limits_{j=1}^{n} p(a_j|b_i)\log_2p(a_j|b_i) [/math] [math]= - \sum\limits_{i=1}^{m}p(b_i) \sum\limits_{j=1}^{n} \dfrac{p(a_j \cap b_i)}{p(b_i)}\log_2 \dfrac {p(a_j \cap b_i)}{p(b_i)} = -\sum\limits_{i=1}^{m} \sum\limits_{j=1}^{n} p(a_j \cap b_i)\log_2 \dfrac {p(a_j \cap b_i)}{p(b_i)} = [/math] [math] = -\sum\limits_{i=1}^{m} \sum\limits_{j=1}^{n} p(a_j \cap b_i)\log_2p(a_j \cap b_i) + \sum\limits_{i=1}^{m} \sum\limits_{j=1}^{n} p(a_j \cap b_i)\log_2p(b_i) [/math][math]= H(A \cap B) +\sum\limits_{i=1}^{m} \sum\limits_{j=1}^{n} p(a_j \cap b_i)\log_2p(b_i) = [/math]

[math] = H(A \cap B) +\sum\limits_{i=1}^{m} \log_2p(b_i)\sum\limits_{j=1}^{n} p(a_j \cap b_i) = H(A \cap B) +\sum\limits_{i=1}^{m} \log_2p(b_i)p(b_i) = [/math][math]H(A \cap B) - H(B) [/math]

Таким образом получаем, что: [math] H(A \cap B)= H(A|B)+H(B) [/math]

Аналогично: [math]H(B \cap A)= H(B|A)+H(A) [/math]

Из двух полученных равенств следует, что [math] H(A|B)+H(B)=H(B|A)+H(A) [/math]
[math]\triangleleft[/math]

См. также

Источники информации