Articulo de referencia

Método analítico matricial

En teoría de la probabilidad , el método analítico matricial es una técnica para calcular la distribución de probabilidad estacionaria de una cadena de Markov que tiene una estr...

En teoría de la probabilidad , el método analítico matricial es una técnica para calcular la distribución de probabilidad estacionaria de una cadena de Markov que tiene una estructura repetitiva (después de cierto punto) y un espacio de estados que crece ilimitadamente en no más de una dimensión. [ 1 ] [ 2 ] Estos modelos se describen a menudo como cadenas de Markov de tipo M/G/1 porque pueden describir transiciones en una cola M/G/1. [ 3 ] [ 4 ] El método es una versión más compleja del método geométrico matricial y es el método de solución clásico para cadenas M/G/1. [ 5 ]

Descripción del método

Una matriz estocástica de tipo M/G/1 es una de las formas [ 3 ].

PAG=(B0B1B2B3A0A1A2A3A0A1A2A0A1){\displaystyle P={\begin{pmatrix}B_{0}&B_{1}&B_{2}&B_{3}&\cdots \\A_{0}&A_{1}&A_{2}&A_{3}&\cdots \\&A_{0}&A_{1}&A_{2}&\cdots \\&&A_{0}&A_{1}&\cdots \\\vdots &\vdots &\vdots &\vdots &\ddots \end{pmatrix}}}

donde B i y A i son matrices k  × k . (Nótese que las entradas de la matriz sin marcar representan ceros). Dicha matriz describe la cadena de Markov incrustada en una cola M/G/1. [ 6 ] [ 7 ] Si P es irreducible y recurrente positiva , entonces la distribución estacionaria viene dada por la solución de las ecuaciones [ 3 ] 

PAGπ=π y miTπ=1{\displaystyle P\pi =\pi \quad {\text{ y }}\quad \mathbf {e} ^{\text{T}}\pi =1}

donde e representa un vector de dimensión adecuada con todos los valores iguales a 1. Coincidiendo con la estructura de P , π se particiona en π 1 , π 2 , π 3 , …. Para calcular estas probabilidades se calcula la matriz estocástica de columna G de tal manera que [ 3 ]

GRAMO=i=0GRAMOiAi.{\displaystyle G=\sum _{i=0}^{\infty }G^{i}A_{i}.}

G se denomina matriz auxiliar. [ 8 ] Las matrices se definen [ 3 ]

A¯i+1=j=i+1GRAMOji1AjB¯i=j=iGRAMOjiBj{\displaystyle {\begin{aligned}{\overline {A}}_{i+1}&=\sum _{j=i+1}^{\infty }G^{ji-1}A_{j}\\{\overline {B}}_{i}&=\sum _{j=i}^{\infty }G^{ji}B_{j}\end{aligned}}}

entonces π 0 se encuentra resolviendo [ 3 ]

B¯0π0=π0(miT+miT(Ii=1A¯i)1i=1B¯i)π0=1{\displaystyle {\begin{aligned}{\overline {B}}_{0}\pi _{0}&=\pi _{0}\\\quad \left(\mathbf {e} ^{\text{T}}+\mathbf {e} ^{\text{T}}\left(I-\sum _{i=1}^{\infty }{\overline {A}}_{i}\right)^{-1}\sum _{i=1}^{\infty }{\overline {B}}_{i}\right)\pi _{0}&=1\end{aligned}}}

y los π i vienen dados por la fórmula de Ramaswami , [ 3 ] una relación numéricamente estable publicada por primera vez por Vaidyanathan Ramaswami en 1988. [ 9 ]

πi=(IA¯1)1[B¯i+1π0+j=1i1A¯i+1jπj],i1.{\displaystyle \pi _{i}=(I-{\overline {A}}_{1})^{-1}\left[{\overline {B}}_{i+1}\pi _{0}+\sum _{j=1}^{i-1}{\overline {A}}_{i+1-j}\pi _{j}\right],i\geq 1.}

Cálculo de G

Hay dos métodos iterativos populares para calcular G , [ 10 ] [ 11 ]

Herramientas

Referencias

  1. Harchol-Balter, M. (2012). «Distribuciones de tipo fase y métodos analíticos matriciales». Modelado del rendimiento y diseño de sistemas informáticos . págs. 359–379 . doi : 10.1017/CBO9781139226424.028 . ISBN  9781139226424.
  2. Neuts, MF (1984). "Métodos analíticos matriciales en la teoría de colas". European Journal of Operational Research . 15 : 2–12 . doi : 10.1016/0377-2217(84)90034-1 .
  3. 1 2 3 4 5 6 7 Meini, B. (1997). "Una versión mejorada basada en FFT de la fórmula de Ramaswami". Communications in Statistics. Stochastic Models . 13 (2): 223– 238. doi : 10.1080/15326349708807423 .
  4. ^ Stathopoulos, A.; Riska, A.; Hua, Z.; Smirni, E. (2005). "Uniendo la fórmula de ETAQA y Ramaswami para la solución de procesos tipo M/G/1". Evaluación de Desempeño . 62 ( 1– 4): 331– 348. CiteSeerX 10.1.1.80.9473 . doi : 10.1016/j.peva.2005.07.003 . 
  5. Riska, A.; Smirni, E. (2002). "Procesos de Markov de tipo M/G/1: un tutorial" (PDF) . Evaluación del rendimiento de sistemas complejos: técnicas y herramientas . Lecture Notes in Computer Science. Vol. 2459. pp. 36. doi : 10.1007 /3-540-45798-4_3 . ISBN   978-3-540-44252-3.
  6. Bolch, Gunter; Greiner, Stefan; de Meer, Hermann; Shridharbhai Trivedi, Kishor (2006). Redes de colas y cadenas de Markov: modelado y evaluación del rendimiento con aplicaciones en informática (2.ª ed.). John Wiley & Sons, Inc. pág. 250. ISBN   978-0471565253.
  7. Artalejo, Jesús R.; Gómez-Corral, Antonio (2008). "El formalismo analítico matricial". Sistemas de colas de nuevo juicio . págs. 187–205 . doi : 10.1007/978-3-540-78725-9_7 . ISBN  978-3-540-78724-2.
  8. Riska, A.; Smirni, E. (2002). "Soluciones agregadas exactas para procesos de Markov de tipo M/G/1". ACM SIGMETRICS Performance Evaluation Review . 30 : 86. CiteSeerX 10.1.1.109.2225 . doi : 10.1145/511399.511346 . 
  9. Ramaswami, V. (1988). "Una recursión estable para el vector de estado estacionario en cadenas de Markov de tipo m/g/1". Communications in Statistics. Stochastic Models . 4 : 183–188 . doi : 10.1080/15326348808807077 .
  10. ^ Bini, DA; Latouche, G.; Meini, B. (2005). Métodos numéricos para cadenas de Markov estructuradas . doi : 10.1093/acprof:oso/9780198527688.001.0001 . ISBN 9780198527688.
  11. Meini, B. (1998). "Resolución de cadenas de Markov de tipo m/g/l: avances recientes y aplicaciones". Communications in Statistics. Stochastic Models . 14 ( 1– 2): 479– 496. doi : 10.1080/15326349808807483 .
  12. Riska, A.; Smirni, E. (2002). "MAMSolver: Una herramienta de métodos analíticos matriciales". Evaluación del rendimiento informático: Técnicas y herramientas de modelado . Notas de clase en ciencias de la computación. Vol. 2324. pág. 205. CiteSeerX 10.1.1.146.2080 . doi : 10.1007/3-540-46029-2_14 . ISBN    978-3-540-43539-6.