ОБ УПОРЯДОЧИВАНИИ ДИСКРЕТНЫХ СЛУЧАЙНЫХ ВЕЛИЧИН О.А.ЕМЕЦ, Полтавский университет экономики и торговли yemetsli@mail.ru, Т.Н.БАРБОЛИНА, Полтавский национальный педагогический университет имени В.Г.Короленко tn_b@rambler.ru Предлагается подход к введению порядка на множестве дискретных случайных величин, который может быть использован при построении моделей задач стохастической оптимизации. Доказано, что порядок является линейный, исследованы некторые свойства введенного отношения. Ключевые слова: стохастическая оптимизация, дискретная случайная величина, линейный порядок. Актуальным направлением исследований в области оптимизации является изучение задач с неопределенностью различного характера. В литературе (см., например, [1, 2]) предлагается подход к решению оптимизационных задач интервальной и нечеткой оптимизации, основанный на введении отношения порядка. В данном докладе предлагается развитие указанных идей на случай вероятностной неопределенности. Будем обозначать дискретные случайные величины большими латинскими буквами ( X , Y , Z ), их возможные значения — малыми ( xi , yi , zi ), а соответствующие вероятности через pix , piy , piz . Полагаем, что возможные значения случайной величины упорядочены по возрастанию. Через M ( X ) будем обозначать математическое ожидание случайной величины X , а через D ( X ) — дисперсию. Введем бинарное отношение упорядочивания на множестве дискретных случайных величин в соответствие со следующим определением. 171 Определение 1. Будем называть две дискретные случайные величины X и Y упорядоченными в возрастающем порядке ≺ (и обозначать этот факт X ≺ Y ), если выполнено одно из следующих условий: 1. M ( X ) < M (Y ) ; 2. M ( X ) = M (Y ) и D ( X ) < D (Y ) ; 3. M ( X ) = M (Y ) , D ( X ) = D (Y ) и найдется такой индекс t , что xi = yi , pix = piy для всех i < t , и при этом: 3.1. либо xt < yt , 3.2. либо xt = yt и ptx < pty . Утверждение 1. Отношение ≺ на множестве дискретных случайных величин является строгим порядком. Доказательство. Как известно, для того, чтобы отношение было строгим порядком необходимо и достаточно, чтобы оно было антирефлексивным, сильно антисимметричным и транзитивным. Антирефлексивность означает, что ни при каком X не имеет места X ≺ X . Действительно, M ( X ) = M ( X ) , D ( X ) = D ( X ) и xi = yi , pix = piy для всех i = 1, 2,..., , то есть ни одно из условий определения 1 не выполняется. Докажем сильную антисимметричность, то есть тот факт, что ни для каких X и Y соотношения X ≺ Y и Y ≺ X не могут выполняться одновременно. Предположим обратное: X ≺ Y и Y ≺ X . Тогда вследствие X ≺ Y имеем M ( X ) ≤ M (Y ) , а из Y ≺ X — M (Y ) ≤ M ( X ) , откуда M ( X ) = M (Y ) . Аналогично получаем D ( X ) = D (Y ) . Таким образом, условия 1 и 2 определения 1 не { выполняются, поэтому для индекса t = min i xi ≠ yi ∨ pix ≠ piy } должно выполняться условие 3.1 или 3.2. Но одновременное выполнение условий xt < yt и yt < xt невозможно. Таким образом, должно иметь место условие 3.2, то есть ptx < pty и pty < ptx что также невозможно. Значит, предположение неправильно и отношение ≺ сильно антисимметрично. 172 Для доказательства транзитивности положим X ≺ Y и Y ≺ Z и рассмотрим следующие случаи: 1) M ( X ) ≠ M (Y ) или M (Y ) ≠ M ( Z ) . Тогда место одно из трех соотношений: 1.1) M ( X ) < M (Y ) < M ( Z ) ; 1.2) M ( X ) = M (Y ) < M ( Z ) ; 1.3) M ( X ) < M (Y ) = M ( Z ) . Следовательно M ( X ) < M ( Z ) , то есть X ≺ Z . M ( X ) = M (Y ) = M ( Z ) , 2) но D ( X ) ≠ D (Y ) или D (Y ) ≠ D ( Z ) . Аналогично случаю 1 получаем D ( X ) < D ( Z ) , то есть X ≺ Z . 3) M ( X ) = M (Y ) = M ( Z ) и D ( X ) = D (Y ) = D ( Z ) . Тогда для X и Y , Y и Z имеют место условия 3. Пусть t = min i xi ≠ yi ∨ pix ≠ piy , τ = min j y j ≠ z j ∨ p zj ≠ p zj . Тогда { { } { } min l xl ≠ zl ∨ plx ≠ plz = min {t ,τ } . } Рассмотрим возможные соотношения между t и τ : 3.1) t < τ , тогда yt = zt и pty = ptz ; следовательно, • либо xt < yt = zt , • либо xt = yt = zt и ptx < pty = ptz . Таким образом X ≺ Z . 3.2) t > τ , тогда xτ = yτ и pτx = pτy ; следовательно, • xτ = yτ < zτ • или xτ = yτ = zτ , причем pτx = pτy < pτz . Таким образом, X ≺ Z . 3.3) t = τ , тогда возможны следующие случаи: • xt < yt < zt ; • xt = yt < zt ; • xt < yt = zt ; • xt = yt = zt , тогда ptx < pty < ptz . В любом случае X ≺ Z . 173 Таким образом, отношение ≺ транзитивно. Утверждение доказано. Определение 2. Будем называть две дискретные случайные величины X и Y упорядоченными в неубывающем порядке ≺ (и обозначать этот факт X ≺Y ), если X ≺ Y или X = Y . Поажем, что введенное отношение является линейным порядком. Для этого сначала докажем сначала вспомогательное утверждение. Лемма 2. Если X и Y — различные дискретные случайные величины, имеющие соответственно k и m значений. Тогда найдется такой индекс t ≤ min {k , m} , что xt ≠ yt или ptx ≠ pty . Доказательство. Пусть для определенности k ≤ m. Предположим, что для всех t ≤ k имеют место равенства xt = yt и ptx = pty . Так как случайные величины X и Y различны, то в этом случае должно быть m > k . Следовательно, m k ∑p =∑p t =1 y t t =1 y t + m k k ∑ p >∑p =∑p t = k +1 y t t =1 y t t =1 x t =1, что невозможно Таким образом, предположение неверно. Лемма доказана. Утверждение 3. Отношение ≺ на множестве дискретных случайных величин является линейным порядком. Доказательство. Так как отношение ≺ является объединением строгого порядка ≺ и диагонали, то оно является порядком [3]. Покажем, что этот порядок является линейным, то есть для любых двух дискретных случайных величин X и Y выполняется одно из неравенств X ≺Y или Y ≺ X . Предположим, что неравенство X ≺Y не имеет места. Следовательно, X и Y — различные случайные величины, причем M ( X ) ≥ M (Y ) . Если M ( X ) > M (Y ) , то согласно условия 1 определения 1 Y ≺ X , а значит, Y ≺ X . Если M ( X ) = M (Y ) , но D ( X ) > D (Y ) , то также Y ≺ X . 174 Рассмотрим теперь случай, когда M ( X ) = M (Y ) и D ( X ) = D (Y ) . Так как X и Y — различны, то в соответствии с леммой 1 существует такой индекс t , что xt ≠ yt или ptx ≠ pty . По X ≺Y предположению неравенство не выполняется. Следовательно, xt ≥ yt . При xt > yt имеем Y ≺ X согласно условию 3.1 определения 1 . Если xt = yt , то ptx > pty , а значит, Y ≺ X (условие 3.2 определения 1). Таким образом, если для случайных величин X и Y не имеет места соотношение X ≺Y , то Y ≺ X . Утверждение доказано. Существенным в задачах оптимизации является определение минимума и максимума на заданном множестве дискретных случайных величин. Используя введенный в определении 2 линейный порядок, упорядочим элементы заданного конечного множества независимых дискретных случайных величин, пронумеровав их согласно линейного порядка: X 1 ≺ X 2 ≺ ... ≺ X s . Максимумом назовем величину X s , а минимумом – величину X 1 . Введенные в докладе понятия и отношения могут быть использованы для формализации ряда задач, в которых возникает стохастическая неопределенность, а также могут служить для разработки достаточного общего подхода к описанию задач стохастической оптимизации. Литература 1. Сергиенко И.В. Задачи оптимизации с интервальной неопределенностью: метод ветвей и границ / И. В. Сергиенко, О. А. Емец, А. О. Емец // Кибернетика и системный анализ. 2013. - 5. - С. 38-50. 2. Ємець О.О. Розв'язування задач комбінаторної оптимізації на нечітких множинах : монографія / О. О. Ємець, Ол-ра О. Ємець. - Полтава : ПУЕТ, 2011. - 239 с. 3. Общая алгебра. Т.1 / О.В.Мельников, В. Н. Ремесленников, В.А.Романьков и др. ; под общ. ред. Л.А.Скорнякова. - М. : Наука. Гл. ред. физ.-мат. лит., 1990. - 592 с. 175