Chaînes de Markov discrètes
Donnez également les propriétés des différents états des chaînes de. Markov. 30 / 1. Page 31. Réversibilité dans le temps et calcul du temps
Modèles stochastiques Chaînes de Markov discrètes
est souvent une hypothèse souvent faite pour faciliter l'étude d'un processus stochastique.
Chaînes de Markov 1 Rappels sur les simulations de lois discrètes
Simulation de lois discrètes - Chaînes de Markov simulation d'une loi discrète si la loi en question est celle d'une variable aléatoire discrète.
Chaînes de Markov discrètes dans le domaine linguistique : larticle
CHAINES DE MARKOV DISCRETES DANS LE DOMAINE LINGUISTIQUE : Je présenterai d'abord un bref résumé biographique A.A. Markov est né.
Exercices corrigés Chaˆ?nes de Markov discr`etes
Déterminer la matrice de transition des cha?nes suivantes : a) N boules noires et N boules blanches sont placées dans 2 urnes de telle façon que chaque urne
Naimez-vous pas prévoir le futur parfois ?
associées aux chaînes de Markov discrètes présentées dans ce dossier. Un tel système s'appelle une chaîne de Markov ou un processus de Markov.
Chaînes de Markov à espace détats discrets
Chaînes de Markov à espace d'états discrets dans E est une chaîne de Markov homogène de matrice de transition P si et seulement si.
Processus aléatoires discrets - chaînes de Markov 1 Introduction et
Processus aléatoires discrets - chaînes de Markov. 1 Introduction et notations est appelée matrice de transition de la chaîne de Markov (Xk)k?0.
Chaînes de Markov
Feb 27 2018 (Discrete-time) Markov chains. État. Temps discret. Transitions probabilistes. État (ou distribution) initiale fonction de transition.
CHAÎNES DE MARKOV
4.3 Variables aléatoires discrètes . 5.3.4 Graphe associé à une chaîne de Markov homogène . ... 5.4 Exercices : Introduction aux chaînes de Markov .
Chaînes de Markov discrètes
Dr Stephan Robert
3 mars 2016
1/1 2/1Chaînes de Markov dicrètes
3/1Introduction
I fXng: suite de variables aléatoires prenant des valeurs dansE=f0;1;2;:::;mg,Edénombrable.
I Propriété deMarkov:P(Xn+1=jjXn=i;Xn1=in1;:::;X0=i0) =P(Xn+1=jjXn=i)
INotation :Xn=i,i2 E
I Définition :Probabilité de transition:P(Xn+1=jjXn=i) 4/1Exemple
Somme de variables aléatoiresXi,i2N, iid :
ISn=X1+X2+:::+Xn
ISn=Sn1+Xn
AvecS0=0 nous remarquons que le processus est Markovien.5/1Matrice et diagramme de transition
Nous pouvons écrire lamatrice de transitionde la chaîne en utilisant la notation suivante : P=0 B B@p00p01:::p0m
p12p11:::p1m
p m0pm1:::pmm1 C CA Il est souvent utile de dessiner lediagramme des probabilités de transition(oudiagramme de transition), par exemple pour m=2 :6/1Exemple : ATM
Un créneau est soit vide soit plein suivant qu"il contienne ou non un paquet.Matrice de transition(oumatrice stochastique) :P=P(Xn+1=0jXn=0) =p00P(Xn+1=1jXn=0) =p01
P(Xn+1=0jXn=1) =p10P(Xn+1=1jXn=1) =p11
1 1 7/1Exemple : ATM (2)
Observation importante:
IP(Xn+1=0jXn=0) +P(Xn+1=1jXn=0) =1
IP(Xn+1=0jXn=1) +P(Xn+1=1jXn=1) =1
Généralisation :X
jP(Xn+1=jjXn=i) =X jp ij=1D"où le nom "matrice stochastique" !
8/1Probabilités d"état
9/1Probabilités de transition aprèsnpas
Sujet d"intérêt: Calcul des probabilités de transition aprèsn transitions. Théorême :La matrice des probabilités de transition aprèsnpasP(n) est la puissancende la matrice des probabilités de tran- sitionP, soitP(n) =Pn. 10/1Probabilités de transition aprèsnpas (2)
Démonstration du théorême
Probabilité de passer de l"étati(n=0) à l"étatj(n=2) en passant par l"étatk(n=1) :P(X2=j;X1=kjX0=i)
P(X2=j;X1=k;X0=i)P(X0=i)
P(X2=jjX1=k)P(X1=kjX0=i)P(X0=i)P(X0=i)
=P(X2=jjX1=k)P(X1=kjX0=i) 11/1Probabilités de transition aprèsnpas (3)
Finalement :
P(X2=j;X1=kjX0=i) =pik(1)pkj(1)
p ij(2)est la probabilité d"aller deiàjen sommant tous les étatsk intermédiaires : p ij(2) =X kp ik(1)pkj(1)8i;j Cet ensemble d"équations montre queP(2)est obtenue en multipliant la matriceP(1)par elle-même :P(2) =P(1):P(1) =P:P=P2.
12/1Probabilités de transition aprèsnpas (4)
Equation de Chapman-Kolmogorov
P(n) =P(n1):P
etP n+m=PnPm avecn;m0. 13/1Probabilités d"état
Quelle est laprobabilitéde se trouver dans unétat donnéde la chaîne de Markov à untemps arbitrairen?Notation :
p(n) =p1(n)p2(n):::pl(n)Observation :
p j(n) =X iP(Xn=jjXn1=i)P(Xn1=i) =X ip ij:pi(n1)p(n) =p(n1):P 14/1Probabilités d"état (2)
Lorsquendevient grand,
p(n)p(n1)On va écrire
p(1) = et donc=:P avec P i i=1 15/1Exemple
Figure:
Chaî nede Ma rkovà deux états
Matrice de transition :
P=1 1 16/1Exemple (2)
I =0:1 I =0:3CalculonsPn:
P2=0:9 0:1
0:2 0:8
2 =0:28 0:720:24 0:76
P4=0:9 0:1
0:2 0:8
4 =0:2512 0:74880:2496 0:7504
P10=0:9 0:1
0:2 0:8
10 =0:25 0:750:25 0:75
17/1Exemple (3)
Observation :Pnconverge bien quandndevient grand!
P n!1=4 3=41=4 3=4
quandn! 1. A chercher :Probabilités d"état stationnaires. =P ou01=011
1 18/1Exemple (3)
En explicitant :
0=0(1) +1
1=0+1(1)
or il y a un problème! Les deux équations sont linéairement dépendantes! Il faut se rappeler que X i i=1 19/1Exemple (4)
En résolvant ces deux équations :
0=+ 1=+ et avec=0:1 et=0:3 : I 0=1=4 I 1=3=4 20/1Exercice
Soit une matrice de transition
P=0 @0:6 0:2 0:20:4 0:5 0:1
0:6 0 0:41
A Trouvez les probabilités d"état et dessinez la chaîne de Markov. 21/1Classification des états
22/1Propriétés de récurrence
Définitions:
I Un étatjest ditaccessibledepuis l"étatisipij(n)>0,n0. I Si tous les états d"une chaîne de Markov sont accessibles, on dit qu"ils appartiennent à une même classe et la chaîne est dite irréductible. I Un état est ditrécurrentsi la probabilité d"y retourner est égale à 1. Dans le cas contraire l"état est dittransitoire. I Un état est ditabsorbantlorsque la probabilité de rester dans l"état est égale à 1. 23/1Propriétés de récurrence(2)
Observations:
I Un étatrécurrentest visité unnombre infinide fois. Un état transitoiren"est visité qu"unnombre finide fois. I Si un état est récurrent alors tous les états de sa classe sont aussi récurrents. Larécurrenceest une propriété de la classe. I Si on démarre la chaîne de Markov dans un état récurrent alors on y reviendra un nombre infini de fois. 24/1Exemple
Chaîne de Markov à trois états dont un est absorbant, avec ;; >0 :25/1Temps d"absorbtion
Temps jusqu"à la première visite de l"étatià partir du démarrage de la chaîne : T j=inffn2N+:X(n) =jgEtat récurrent :
P(Tj<1jX0=j) =1
Etatrécurrent positif:
E(TjjX0=j)<1
Etatrécurrent nul:
E(TjjX0=j) =1
26/1Temps d"absorbtion (2)
Proportion de temps passé dans un état :
i=1E[TjjX0=j] Chaîne de Markovpériodique: Tous les états sont visités à des instants qui sont des multiples d"un nombre entierd>1. Définition: On dit qu"une chaîne de Markov estergodiquesi ellequotesdbs_dbs24.pdfusesText_30[PDF] chaines de solides - Académie d`Aix
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