VẤN ĐỀ XẤP XỈ NGẪU NHIÊN VÀ ỨNG DỤNG
T P CHÍ PHÁT TRI N KH&CN, T P 13, S
V N Đ X P X NG U NHIÊN VÀ
T3 - 2010
NG D NG
Nguy n Văn Thu (1), Hoàng Văn B c (2)
(1) Trư ng Đ i h c Qu c t , ĐHQG-HCM
(2) Trư ng THPT Đ c Tr ng, t nh Lâm Đ ng
(Bài nh n ngày 08 tháng 11 năm 2009, hoàn ch nh s a ch a ngày 22 tháng 11 năm 2010)
TÓM T T: X p x ng u nhiên là m t công c vô cùng quan tr ng c a gi i tích s . Trong bài
này chúng tôi s trình bày t ng quát v x p x ng u nhiên ñ ng th i cũng nêu ra m t phương pháp ñ c
bi t c a x p x ng u nhiên, ñó là phương pháp Robbins - Monro.
T khóa: x p x ng u nhiên, phương pháp Robbins – Monro.
1. CÁC VÍ D TH C T
nhi t ñ 5000C ngư i ta thư ng xét kho ng
th i gian
x và Y ( x) là ñ c ng tương c a h p
kim. V n ñ ñ t ra là tìm các giá tr c a
x mà
h p kim có ñ c ng trung bình α . Bi t r ng
các lo i h p kim khác nhau ng v i ñ c ng
khác nhau.
b. Ta xét ñ nh y c a m t ch t n khi b va
ch m. M t phương pháp thong thư ng ta th
cho nó rơi t do t m t ñ cao xác ñ nh. Đ i
v i m t s ch t n thì ñ cao này thì phát n
m i lo i ch t n làm cho n khi ñư c th .
c. Tương t , trong vi c ki m tra thu c tr
sâu, ta cũng ph i xác ñ nh gi i h n c a các lo i
thu c ñ i v i các lo i côn trùng và m c ñ s
d ng sao cho phù h p ñ ñ t k t qu cao trong
s d ng.
Các tình hu ng trong ví d r t th c t và
trên có th v n d ng toán h c ñ gi i
quy t như sau. Ch n ng u nhiên m t giá tr
sau ñó quan sát giá tr
x1 ,
y ( x1 ) c a bi n ng u
B n quy n thu c ĐHQG-HCM
kỳ
v ng
M ( x) = E {Y ( x1 )} . Trong ñó E là kí hi u
kỳ v ng toán h c và
M là m t hàm tăng chưa
bi t d ng chính xác. Ta cũng ch n m t dãy các
s dương
an =
an gi m d n theo n , ví d ch n
c
, trong ñó c là h ng s dương tuỳ ý.
n
V n ñ ñ t ra là xác ñ nh giá tr c a
θ
sao cho
M (θ ) = α . Ta thi t l p h th c ñ quy ñ tìm
các giá tr
x
cho các thí nghi m ti p theo:
xn +1 = xn −
c
[ y( xn ) − α ]. (1)
n
Gi s ta làm ñư c thí nghi m th
ñã bi t ñư c
n
và
xn cũng như giá tr y ( xn ) . S
d ng (1) ta có th xác ñ nh giá tr c th c a
x
ñ s d ng cho l n thí nghi m th n + 1 . Ta s
2. X P X NG U NHIÊN
c th
Y ( x1 ) v i
nhiên
a. Đ bi t ñ c ng c a h p kim ñ ng - s t
ki m tra h th c ñ quy này. V i trư ng h p
ñơn gi n nh t. Xét
xn +1 = xn −
α = 0 thì (1) có d ng
c
y( xn ) (2)
n
Trang 5
Science & Technology Development, Vol 13, No.T3- 2010
y ( xn ) > 0 thì xn +1 < xn và n u
θ tho mãn M (θ ) = α ; gi s M kh vi t i
y ( xn ) < 0 thì xn +1 > xn . N u y ( xn ) là
θ và M ′(θ ) > 0 . Xét x1 là m t s th c và
N u
dương thì gi m giá tr c a
x cho l n thí
n là m t s nguyên dương. N u
nghi m th n + 1 và ngư c l i.
X n +1 = X n −
Ta s nghiên c u m t ng d ng c a x p x
ng u nhiên, ñó là phương pháp Robbins Monro ñư c trình bày sau ñây.
3. PHƯƠNG PHÁP ROBBINS - MONRO
1
(Yn − α ) (1)
n
Yn là m t nghi m ng u nhiên
trong ñó
sao cho
P[Yn = 1| X1 X2 ,..., Xn , Y1,...,Yn−1 ] = M ( Xn )
ng - Không thích
P[Yn = 0| X1 X2 ,..., Xn , Y1,...,Yn−1 ] = 1− M ( Xn )
Trong vi c ki m tra thu c tr sâu, ta nh n
Thì lim E ( X − θ ) = 0 , d n ñ n dãy
3.1. Gi i tích thích
ng
2
n →∞
th y hi n tư ng là có ho c không có lo i côn
trùng mà thu c có tác d ng. Do ñó, v n ñ là
bi n ng u nhiên
{X n}
h it ñ n
θ
theo bình
ñ xác ñ nh phù h p ch ng lo i và li u lư ng
phương trung bình và do ñó h i t theo xác
mà thích ng cho t ng lo i côn trùng. V m t
su t.
G i
toán h c, các v n ñ này ñư c gi i quy t như
sau. Xét
Z là bi n ng u nhiên v i hàm phân b
M . N u x là s th c và Y ( x ) là bi n ng u
ý
ch ng
ξn = E ( X n − θ )
2
minh:
Đ t
, ta ch c n ch ng minh
lim ξ n = 0 .
n →∞
nhiênsao cho:
Y ( x) = 1 n u Z ≤ x = 0 n u Z > x
Có m t phương pháp ñ gi i quy t v n ñ
thích ng – không thích ng là phương pháp
Thì
P [Y ( x) = 1] = P [ Z ≤ x ] = M ( x),
P [Y ( x) = 0] = P [ Z > x ] = 1 − M ( x),
E [Y ( x) ] = 1.M ( x) + 0. (1 − M ( x) ) = M ( x).
x p x ng u nhiên.
3.2. X p x ng u nhiên m t chi u
Bây gi ta xét câu h i c a tình hu ng t ng
quát trong ñó
Y không b
h n ch nh n giá tr 1
ho c 0 mà có th nh n b t kì giá tr nào
Bây gi
Y ( x ) là m t quan sát thích ng
x (kh i lư ng thu c tr sâu
ch ng h n). V n ñ là ñ xác ñ nh giá tr c a x
ñ i v i s lư ng
cho s thích ng
α . Ta có ñ nh lí sau:
Đ nh lí 1. Gi s
ph i và
α
Trang 6
M là m t hàm phân
Đ nh
lí
2
{α n } , {β n } , {γ n }
(Dvoretzky).
Gi
là các dãy s th c không
âm sao cho
lim α n = 0
n →∞
s
(1)
là m t s th c ng v i m t s th c
B n quy n thu c ĐHQG-HCM
T P CHÍ PHÁT TRI N KH&CN, T P 13, S
∞
n
∑ βn < ∞
∏ (m, n) = ∏ s( j ), Yn′ = ∏ (1, n)Yn
(2)
j =m
1
∞
∞
∑γ
n
=∞
.Thì
(3)
n
là m t s th c và
Tn là các phép
n
Z (m, n) = ∑ Y j′.
bi n ñ i ño ñư c sao cho
j =m
Tn ( X1,..., Xn ) −θ ≤m [αn,(1+βn)| Xn −θ | −γn] (4)
ax
X 1 ,..., X n . Xét
m i
X1
và
V i
∀δ > 0, ∀ε > 0, ∃M 0 (δ , ε ) sao
cho
Yn ( n = 1, 2,...) là các bi n ng u nhiên và
δ
P sup Z (m, n) > < ε / 2. (9)
48
,
Mmmn≤n
≤
ñ nh nghĩa
Xn+1 = Tn ( X1,..., Xn ) −Yn (X1,..., Xn ), ∀n ≥1. (5)
3. Đ t d ( m, m − 1) = 1 ,
{ }<∞.
2
Thì các ñi u ki n E X 1
n +1
d (m, n) = ∏ (1 + β j ) v i n ≥ m .
∞
∑ E {Y } < ∞
2
n
n =1
j =m
(6)
Xét t ng
và E {Yn | X 1 ,..., X n } = 0
v i xác su t 1 v i m i
n +1
S (m, n) = ∑ d ( j , n)Y j′−1
(7)
j =m
n , suy ra
b ng v i
P lim X n = 0 = 1
n →∞
(8)
n−1
Ch ng minh: Không m t tính t ng quát,
ta có th ch n
1. T
(4)
2. Đ t
,
∑Z((m−2),( j −1))[d( j,n)−d( j +1,n)] −Y′ d(mn)
n−2
j+m
θ = 0.
và
(6)
suy
ra
r ng
2
E (Xn ) < ∞ v i m i n .
s (n)
+ Z ((m − 2), (n − 1))d (n, n) + Yn′
(10)
là
d u
c a
Tn ( X 1 ,..., X n ) [ X n ] n u c 2 th a s là
khác 0, và
v i xác su t 1 b i (6) và (7).
Vi t
θ
v i
∑Y ′ h i t
1
1
Xét
T3 - 2010
s(n) = 1 n u m t trong hai th a s
b ng 0. Vi t
B n quy n thu c ĐHQG-HCM
Khi d ( j , n ) ≥ d ( j + 1, n) chúng ta th y
r ng giá tr tuy t ñ i c a (10) không l n hơn
sup Z ((m − 2), ( j − 1)) (d (m, n)) + Yn
2
j
m−1≤ j≤n
Trang 7
Science & Technology Development, Vol 13, No.T3- 2010
Do ñó t (2) và (9) ta có ñư c r ng v i
δ > 0, ε > 0
t n
t i
m t
M 00 (δ , ε ) ≥ M 0 (δ , ε )
Ta suy ra ñi u ph i ch ng minh.
{γ n ( X 1 ,..., X n )} là nh
âm c a bi n s th c
α n ( X 1 ,..., X n )
là
(11)
β n ( X 1 ,..., X n )
hàm
là ño ñư c và
∞
Cho {α n ( X 1 ,..., X n } , { β n ( X 1 ,..., X n )}
và
cho
d ( m, ∞) < 3 / 2 v i m ≥ M 00 và
δ
δ
P sup Z (m, n) < , sup S (m, n) < > 1 − ε / 2.
48 m,n
8
m
M 00 ≤,n ≤n
M 00 ≤m≤n
m
Đ nh lí 3 (Dvoretzky)
sao
ng dãy hàm không
X 1 ,..., X n sao cho hàm
b
ch n
ñ u
∑β
n
( X 1 ,..., X n ) là b ch n ñ u và h i t
1
X 1 ,..., X n ;
ñ u trong
(2)
và ∀L > 0, ∃γ n ( X1,..., X n ) ≥ 0:
∞
∑γ
n
= 0, (3)
1
và
lim α n ( X 1 ,..., X n ) = 0 h i t ñ u v i m i
n →∞
X 1 ,..., X n ;
(1)
và Tn ( X 1 ,..., X n ) − θ ≤ max{α n ( X 1 ,..., X n ),[1 + β n ( X 1 ,..., X n )] | X n − θ | −γ n }
c ñ nh ñ u v i m i dãy
mãn sup X n < L , trong ñó
X 1 ,..., X n tho
L là s dương
n =1,2,...
ñ i
Tn ( X 1 ,..., X ) là phép bi n
ño
ñư c
sao
E ( X12 ) < ∞
∞
∑ E (Y
2
n
(7)
) < ∞ ; (8)
v i xác su t 1 E {Yn | X 1 ,..., X n } = 0.
{
Thì P lim X n
n →∞
}
= θ = 1 (10)
lim E ( X n − θ ) 2 = 0. (11)
n →∞
Trang 8
δ, ε
là
P { X n < δ , ∀n} > 1 − ε (12)
L y
M ≥ M 0 (δ , ε ) là ñ l n tho , v i
n ≥ M , α n < δ / 8 . L y L ñ l n tho
L > δ và
Max E { X 2 } <
j
1
và
và
nh ng s dương tuỳ ý. Đ ch ng minh (10) ta
cho
X n +1 = Tn ( X 1 ,..., X n ) + Yn ( X n ), n ≥ 1 (6)
và
θ =0
c n ch ng minh nó tho mãn
ñây
tuỳ ý, (5)
Ch ng minh: L y
(4)
1≤ j ≤ m
(9)
Chúng ta l y
ε L2
32 M
L
. (13)
ñây là tho mãn v i (3).
Nó cũng tho mãn r ng
{
}
P Max X j ≤ L / 4 > 1 − ε / 2. (14)
1≤ j ≤ M
B n quy n thu c ĐHQG-HCM
T P CHÍ PHÁT TRI N KH&CN, T P 13, S
Gi s r ng 4 ñi u ki n sau ñư c tho mãn
Liên h v i (11) và (14) c a (15), (25)
X m > δ / 4 v i t t c m ≥ M . (26)
liên h (1) c a ñ nh lí 1. (15)
X m ≤ δ / 4 v i m t vài m ≥ M . (16)
X m +1 ≥ δ / 4, 1 ≤ j ≤ k . (17)
trong ñó
ñúng khi
1≤ k ≤ ∞ .
αn < δ / 8
khi
n≥M
N
ch ng
Khi
k =∞,
(17)
j ≥ 1 và (18) là r ng (là rõ ràng khi
ch ng minh xong mà
Đ ch ng minh (11). Xét
Xét
X m + k +1 ≤ δ / 4 . (18)
k ≠ ∞ ).
T3 - 2010
1≤ j <∞
là s nguyên. B i vì (10), ta ch ph i
minh
{
lim E ( (| X n | − k ) + )
n →∞
k = lim α j .
(| X n | − k )
+
B i vì
2
r ng
}=0
ñây
= max {(| X n | − k ) , 0} .
3.3. X p x cho quá trình ti m c n chính
và b i vì (15), (16),
quy
(17) d n ñ n
Trong ph n này s nghiên c u dãy các
Tm + j ( X m + j ) > α m + j (0 ≤ j ≤ k − 1) (19)
bi n ng u nhiên, nhưng ch t p trung vào các
sign( Xm+ j+1 ) = sign(Tm+ j (Xm+ j )) (0 ≤ j ≤ k −1)
ñi u ki n y u trên các h s l p.
Đ nh lí 4(a) (Comer). Xét
(20)
Áp d ng (4) ( v i
γ = 0)
dãy xác ñ nh như dư i ñây và
ta có
X m+1
ng u nhiên sao cho
n m gi a 0 và
s(m)(1 + β m ) X m + Ym (21)
L p l i l p lu n này, khi
ñây
θ
(i)
1 ≤ j ≤ k thì
và
ñây
s(m + j −1)s(m + j − 2)...s(m)d (m, m + j −1) Xm
+ s(m + j − 1)...s(m − 1)d (m + 1, m + j − 1)Ym
+s(m + j −1)d (m + j −1, m + j −1)Ym+ j −2 +Ym+ j −1
(ii)
m i n,
′
X n +1 = X n − an [Yn ( X n ) − Y0 ] ,
sao
cho
L ≤ dn =
M ( X n ) − Y0
≤u
Xn −θ
v i
L và u là nh ng s th c tho
ñây
mãn
L < u . Không m t tính t ng quát gi s
r ng
Y0 = 0 .
∞
(iii)
Đ ch ng minh (12) ta ch c n ch ra r ng
B n quy n thu c ĐHQG-HCM
2
nhiên
Vì v y X m + j , 1 ≤ j ≤ k . (24)
các ki u ki n sau không th x y ra c hai.
E ( X1 − θ ) < V 2 < ∞ ,
E [Yn ( X ) | X n ] = M ( X n ) .
(22)
(23)
X 1 là m t bi n
V là các s th c. Gi s r ng
ng u
X m d ( m, m + j − 1) + S ( m + 1, m + j − 1) .
là m t
Y0 là s th c b t kì và Yn ( X n ) là bi n
X m+ j n m gi a 0 và
Giá tr tuy t ñ i c a (22) không l n hơn
{X n}
∑ a′ = ∞ ,
n
ñây
′
{ an }
là dãy s
1
dương.
Trang 9
Science & Technology Development, Vol 13, No.T3- 2010
(iv)
′
lim an = a′ ≥ 0 .
1
lim E ( X n − θ )2 2 ≤ k / L
n →∞
1
.
u
(v)
0 ≤ a′ ≤
(vi)
Z n = Yn ( X n ) − M ( X n ) và M là
lien t c t i
θ
và
n →∞
Ch ng minh: T (iv) và (v) luôn t n t i
v i M (0) = 0 .
(vii) E Z
2
n
dương
=k ,
2
b t
′
N sao cho anu < 1 v i n > N .
m ts
k là s th c
ñây
kì.
1
2
uk
lim sup E Y ≤
+k .
n →∞
L
2
n
Do ñó
Thì
′
′
0 < 1 − an u ≤ 1 − an d n ≤ 1 − an L < 1, n > N
′
′
X n +1 − θ = X n − θ − an [ Z n ] − an d n ( X n − θ ),
′
′
X n +1 − θ = (1 − an d n )( X n − θ ) − an Z n (n ≥ 1),
′
′
X n +1 − θ ≤ (1 − an d n ) X n − θ + an Z n ,
2
2
2
′
′
E X n +1 − θ ≤ (1 − an L) 2 E ( X n − θ ) + an 2 E ( Z n )
′
′
+ 2(1 − an L)an E {| Z n || X n − θ |}
(1)
2
2
2
2
′
≤ (1 − an L) E ( X n − θ ) + an E ( Z n )
1
1
2 2
2 2
′
′
+ 2(1 − an L)(an ) EZ n E ( X n − θ ) ,
1
1
′
′
E ( X n +1 − θ ) 2 2 ≤ (1 − an L) E ( X n − θ ) 2 2 + an k
1
1
′
= E ( X n − θ ) 2 2 − an L E ( X n − θ ) 2 2 − k / L , n ≥ N .
L y
ε >0
thì ta gi s trái v i gi thi t r ng
E ( X n −θ ) ≥ k / L + ε . L y n > N.
2
1
1
2 2
2 2
′
Thay vào (1) ta có E ( X n +1 − θ ) ≤ E ( X n − θ ) − an Lε , thì
n ( ε ) −1
∑
1
E ( X n +1 − θ )2 2 ≤
N
n ( ε ) −1
∑
1
E ( X n − θ ) 2 2 − Lε
N
1
2
2
n ( ε ) −1
∑ a′ .
n
N
∑ a′ ,
n
N
1
2
E ( X n (ε ) − θ ) ≤ E ( X N − θ ) − Lε
2
Trang 10
n ( ε ) −1
(2)
B n quy n thu c ĐHQG-HCM
T P CHÍ PHÁT TRI N KH&CN, T P 13, S
∞
Nhưng khi
Thì t n t i m t hàm
∑ a′ = ∞ ta có
n
T3 - 2010
g c a a′ sao cho
lim sup E ( X n − θ ) ≤ g (a′),
1
2
n (ε )
n →∞
1
2
′
Lε ∑ an ≥ E ( X N − θ ) − k / L
2
(3)
lim E [ (Yn − Z n ) ] ≤ u 2 g (a′)
2
N
m →∞
Thay (3) vào (2) ta ñư c
và
1
2
E ( X − θ )2 ≤ k / L.
n (ε )
lim g (a′) → 0, g (0) = 0.
a ′→ 0
Đ nh lí 4(c). Gi s có các ñi u ki n c a
ñ nh lí 4(a) và 4(b). Thêm vào
Yn = d n ( X n − θ ) + Z n (n ≥ 1),
Yn ≤ u X n − θ + Z n
và
1
(i)
′
an → 0 khi n → ∞
ii)
Khi
( X n − θ ) M ( X n ) > 0.
1
EYn2 2 ≤ u E ( X − θ )2 2 + k ≤ uk / L + k.
Thì
P lim X n = θ = 1.
n→∞
3.4. Lý thuy t m u nh
Đ nh lí 4(b)(Comer). Gi s có các ñi u
ki n (i) ñ n (iv) c a ñ nh lí 4(a)
các
ph n trư c trong th c t ch áp d ng ñ i v i
(i) Xét
các v n ñ gi i quy t m t c m u xác ñ nh, câu
µn , m = E ( Z n | Z n − m , Z n − m −1 ,..., Z1 ) ,
ñây
(ii) T n t i m t dãy các s th c
h i ñ t ra là lí thuy t x p x ti m c n t t như
th nào ñ i v i các trư ng h p c th . Trong
m ≥ 1 và n ≥ m + 1 .
{ξ m } sao
toán h c, khài ni m tuy n tính r t quan tr ng,
ví d trong Kakutani là s m r ng c a ñ nh lí
ñi m b t ñ ng Brauwer có quan h g n v i
cho
1
2
E ( µn ,m ) 2 ≤ ξ m , m ≥ 1 và n ≥ m + 1
và
Vì các phương pháp ñã trình bày
lim ξ m = 0 .
m →∞
B n quy n thu c ĐHQG-HCM
v n ñ ñ t ra. Vì v y nó ñư c gi thi t r ng
M ( X ) = E ( y ( X ) ) là m t ñư ng th ng v i
phương sai c a
X ñư c ch n là m t h ng s .
Trang 11
Science & Technology Development, Vol 13, No.T3- 2010
STOCHASTIC APPROXIMATIONS AND APPLICATIONS
Nguyen Van Thu (1), Hoang Van Bac(2)
(1) International University,VNU-HCM
(2) Secondary School, Duc Trong, Lam Dong
ABSTRACT: The purpose of this note is to present introductory ideas of stochastic
approximation problems which stand for important aspects of numerical analysis. In particular, we
illustrate by considering the Robbins – Monro method.
T khóa: X p x ng u nhiên, phương pháp Robbins – Monro, bi n ng u nhiên, hàm phân ph i,
nghi m ng u nhiên, quá trình ti m c n chính quy, m u nh .
TÀI LI U THAM KH O
[1]. M.T. Wasan, Stochastic Approximation,
Cambridge University Press, (1969).
Trang 12
[2]. Vivek
S.
Approximation,
Borkar,
Cambridge
Stochastic
University
Press, (2008).
B n quy n thu c ĐHQG-HCM
- Xem thêm -