Следовательно, общее решение уравнений (12) имеет следующий вид:
xt = А (х0 + (/ — А 1) (I —А)-1 Ь, |
/ = 1,2, ... |
(13) |
(Отыскать значение А* здесь можно с помощью теоремы Кэли—Га мильтона.) Выясним теперь, будет ли вектор хи независимо от того, какое значение х0он имел в начальный момент, стремиться к некоторо му постоянному вектору, когда t стремится к бесконечности; из выра жения (13) можно вывести достаточные условия существования пре дела: для этого требуется, чтобы А 1-> 0 при t -у оо. В таком случае множитель (/ — А *) в выражении (13) будет стремиться к единичной матрице, а предел xt при t о о будет равен (/ — Л)-1 Ь.
Частным случаем соотношения (13) являются марковские цепи. Действительно, если вместо А взять Р', т. е. транспонированную мат рицу вероятностей перехода, а b = 0, тогда
= (Р’)% = (Р‘)'х0.
Допустим, что существуют стационарные вероятности (см. раздел г параграфа 3 главы VIII), обозначим их векторомх'. Тогда, по опреде лению,
х'
х'
lim Pf
t - . с о
х'
Следовательно,
lim xt = lim (Р‘У х0 = [хх ... х] х0
Однако в ситуациях, описываемых с помощью марковских цепей, хд представляет собой вектор вероятностей состояний и сумма его элемен тов равна единице. Таким образом,
limXj — [х х ... х]х0 = х;
t-*oо
другими словами, предел вектора xt образует вектор-столбец х, со ставленный из стационарных вероятностей, причем значения предела не зависят от того, какова величина элементов х0 (см. упражнение 15).
Пользуясь методами, описанными в параграфе 2, можно в общем случае исследовать вопрос, как выглядит предел последовательности A t (12). Допустим, что матрица А удовлетворяет условиям теоремы, при веденной в разделе в параграфа 2, и, следовательно, эту матрицу можно представить в виде произведения UDU_1; тогда, воспользо вавшись соотношением (8), находим
А* — UW и~г,
где D —диагональная матрица, ненулевые элементы которой образо ваны характеристическими корнями, а столбцы матрицы U представля