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1.
考虑带有强迫项的非线性中立型泛函微分方程01 1d()(())(())()dt???x t?i=m∑fi t,x t?τi??? j n=∑g j t,x t?δj=r t t,≥t,其中,τi,δj∈[0,∞);fi,g j∈C([t 0,∞)×R,R);i=1,2,…,m;j=1,2,…,n;r(t)∈C([t0,∞),R),且当t≥t 0,x∈(-∞,0)∪(0, ∞)时,x·gj(t,x)>0(j=1,2,…,n),获得了该方程的任一振动解当t→∞时趋于零的充分条件,推广并改进了现有文献中的相关结论. 相似文献
2.
设{(Xi,Yi),i≥1|是从取值于Rd×R的总体i≥1中抽取的严平稳、α-混合样本.回归函数m(x)=E(Y|X=x)改良的递归核估计定义为:(m)2n(x)=[n∑i=1YiI(|Yi|＜bi)hi-dK(x-Xi/hi)]/n∑j=1hj-dK(x-Xj/hj)在适当的条件下,讨论了(m)2n(x)的渐近正态性. 相似文献
3.
苏连塔 《福建农林大学学报(自然科学版)》2007,36(6):660-663
研究了随机过程之和的收敛性问题,给出了ηn(t,w)=1/bn∑ from k=1 to n akξk(t,w)依联合测度μ×P收敛于0的一个充分条件;若{‖ξn(t,w)‖}有界,证明了ηn(t,w)=∑from k=1 to n (ak/bk)ξk(t,w)依联合测度μ×P收敛于某一个随机过程η(t,w). 相似文献
4.
应用Riccati变换和不等式变换技巧,研究了一类二阶中立型带阻尼项多时滞微分方程[a(t)(z′(t))η]′+b(t)(z′(t))η+n∑i=1fi(t,x(σi(t)))=0t≥t00的振动性,其中z(t)=x(t)+m∑i=1pi(t)x(τi(t))并给出了此类方程振动的充分条件,丰富了已有研究结果. 相似文献
5.
用初等方法推导自然方幂级数的部分和公式比较困难,本用微积分的工具推导出自然方幂级数的部分和的系数的递推公式,排列形如杨辉三角,用该公式可方便地求出前n项自然方幂的和,另外,本也用微积分的工具推导出∑j=1^nj(j 1)…(j k)的求和公式。 相似文献
6.
目的某保险公司拟设计一款新产品,其思路是:投保人从一出生开始,每月交纳固定费用a元,交满n年(n是正整数)停止交费,并从下一个月开始按月领取固定额度的工资b元,直到投保人死亡,按这个思路建立数学模型解决这一问题。方法在已知投保人恰好k岁死亡的概率为pk前提下,以保险金本息和余额为随机变量X,建立保险公司收益的数学期望Em(X)=∑k∈Λxkpk 的概率模型。结果给出了在投保人都是恰好满m岁死亡时,保险公司收益的数学期望的表达式:当mn时,Em(X)=m∑kx=n+1xkpk=m∑k=n+1[12n∑i=1a(1+c)i(1+c)k-k∑i1b(1+c)i]pk;当m≤n时,Em(X)=m∑k=1xkpk=m∑k=1k∑i=1[a(1+c)i-ka(1+d)]pk。在均匀分布的假设下,投保人在第m个月死亡时保险公司收益的数学期望的表达式为:Em(X)={1/12m∑k=1k∑i=1[a(1+c)i-ka(1+d)]p1+[k-1/12]m ≤12n1/12m∑k=12n+1[A(1+c)k-k∑i=1b(1+c)i]p1+[k-1/12]m12n结论结合以上数学模型,讨论了保险公司不盈不亏(即保险公司收益的数学期望Em(X)=0时)的概率P(Em(X)=0)。通过考虑年龄、性别、死亡率等一些有用的数据,讨论了确定合适的a、b、d和n值的一些思路和方法。 相似文献
7.
考虑非线性高阶多点边值问题x（n）（t）=f（t,x（t）,x＇（t）,…,x（n-1）（t））＋e（t）,t∈（0,1）,x（i）（0）=0,i=0,1,…,n-2,x（n-2）（1）=∑m-2j=1βjx（n-2）（ηj{）解的存在性,这里f：[0,1]×n→是连续函数,e（t）∈L1[0,1],βj（j=1,2,…,m-2）为符号不全相同的实数,0〈η1〈η2〈…〈ηm-2〈1.利用Mawhin连续性定理对于上述共振条件下的非线性n阶多点边值问题建立了解的存在性结果. 相似文献
8.
对同分布ρ*-混合随机变量序列{Xn,n≥1},在加权系数{αni,1≤i≤n}满足条件n∑i=1|αni|p=O(nδ),n→∞(0＜δ＜1)和#Ank=#{1≤i≤n:|αni|p＞(k+1)-1}≥ne-1/k下,用截尾法证明了加权和完全收敛性及Marcinkiewicz-Zygmund型强大数定律. 相似文献
9.
文献[1]给出了如下的一个“猜想”:设ai>0(i=1,2,…,n),∑ni=1ai=1,k∈N ,则有:a11k-a1ka12k-a2k…a1kn-ank≥nk-n1kn(nk≥3)文献[2～4]对上面的类似不等式作了较深入的论证,但与全面解决此类不等式尚有一段距离。笔者对“猜想”给出了一般性证明,以期对此作出较完整的归纳。引理1∏ni=1(ai bi)≥n∏ni=1ai n∏ni=1bin,其中,ai>0,bi>0,(i=1,2,…,n)。证明因为n∏ni=1ai n∏ni=1bin∏ni=1(ai bi)=n∏ni=1aiai bi n∏ni=1biai bi≤1n∑i=n1aia ibi 1n∑i=n1aib ibi=1n∑i=n1aaii bbii=1所以n∏ni=1ai n∏ni=1bi≤n∏ni=1(ai bi),即∏ni=1(ai… 相似文献
10.
针对动物保种群的特点，指出了现行群体有效含量估计方法之不足；提出在估计保种群有效含量时应同时考虑来自群体数量结构与亲缘关系两个方面因素的影响；在改变了理想群体一个条件的前提下，推导出亲缘群有效含量的估计公式：1/Nc=2/3N(1 1/N∑i=1^2N∑j=i 1^2N Fij)或Nc=1.5N/1 1/Ni∑i=1^2N∑j=i 1^2NFij还给出保种群在两性数目不等情况下有效含量的估计方法，并通过举例演示了运用新公式的具体计算过程。 相似文献
11.
张荷观 《北京林业大学学报》1999,21(5):37-40
对系统抽样的估计方差 ＾Ｖ１（－ｙｓｙ） ＝ （ １Ｍ－ １Ｎ） １Ｍ－ １ ∑Ｍｊ＝１（ Ｙｉｊ－ －Ｙｉ）２ ＾Ｖ２（－ｙｓｙ） ＝ （ １Ｍ－ １Ｎ） １２（ Ｍ－ １） ∑Ｍｊ＝１（ Ｙｉｊ－ Ｙｉ,ｊ＋ １）２我们有下列结果：（ｉ） 如果ρｋ ≠０ ,Ｖ（－ｙｓｙ） ＝ Ｖ（－ｙ） ,则Ｅ［ ＾Ｖ２（－ｙｓｙ）］ ≠Ｅ［ ＾Ｖ１（－ｙｓｙ）］ ＝ Ｖ（－ｙ） ;（ｉｉ） 如果ρｋ ＜ ０ ,Ｖ（－ｙｓｙ） ＜ Ｖ（－ｙ） ,则Ｅ［ ＾Ｖ２（－ｙｓｙ）］ ＞ Ｅ［ ＾Ｖ１（－ｙｓｙ）］＞ Ｖ（－ｙ） ;（ｉｉｉ） 如果ρｋ ＞ ０ ,Ｖ（－ｙｓｙ） ＞ Ｖ（－ｙ） ,则Ｅ［ ＾Ｖ２（－ｙｓｙ）］ ＜ Ｅ［＾Ｖ１（－ｙｓｙ）］ ＜ Ｖ（－ｙ） ．其中Ｖ（－ｙｓｙ） ＝ １Ｋ∑ｋｉ＝ １－Ｙｉ － －Ｙ ２ ,Ｖ（－ｙ） ＝ （ １Ｍ－ １Ｎ） １Ｎ－ １ ∑Ｋｉ＝ １ ∑Ｍｊ＝１Ｙｉｊ－ －Ｙ ２ρｋ ＝∑Ｋｉ＝ １ ∑Ｍ－１ｊ＝１（ Ｙｉｊ － －Ｙｉ）（ Ｙｉ,ｊ＋ １ － －Ｙｉ） ＋ １２ ∑Ｋｉ＝１（ Ｙｉ１ － －Ｙｉ）２ ＋ ∑Ｋｉ＝１（ ＹｉＭ－ －Ｙｉ）２∑Ｋｉ＝１ ∑Ｍｊ＝ １Ｙｉｊ － －Ｙｉ ２ 相似文献
12.
设Ｍａｒｋｏｖ链｛Ｘｎ，ｎ≥０｝的状态空间为Ｅ，转移概率矩阵为Ｐ＝（Ｐｉｊ），设Ｐ＝１ｋΣｋｉ＝１Ｐｉ，本文讨论了Ｐ与Ｐ的状态分类关系；并证明了Ｐ的常返与正常返性分别等价于Ｐ的常返与正常返。 相似文献
13.
福建省农业生态环境质量评价方法研究 总被引：2，自引：0，他引：2
根据农业生态环境评价指标筛选的原则,选择与福建省农业生态环境质量密切相关的19个因子作为候选因子,通过专家对候选因子进行排队打分筛选,得出福建省农业生态环境质量评价指标体系,采用层次分析方法确定各因子指标权重Ki。经过归一化处理,得到福建省68个县归一化后的因子值aij和农业生态环境质量总指数值的计算公式Pj=∑aij.Ki,再根据总指数值的大小,将各区、县(市)的农业生态环境质量划分为好、较好、一般、较差、差五个等级。利用G IS制作福建省农业生态环境质量现状分布图,结果表明,福建农业生态环境质量现状有从东南沿海差或较差向西北好逐渐变化的趋势;灾害面积率、林地面积占土地面积百分率、耕地面积占土地面积百分率、化肥使用量、农药施用量、人均耕地面积是决定福建各地农业生态环境优劣的主要原因。 相似文献
14.
15.
设{Xi;i≥1}是一严平稳零均值PA随机变量序列,EX1^2〉0,σ^2=EX1^2＋2 ^∞∑j=2 EX1Xj,并且0〈σ^2〈∞.令Sn=^n∑i=1 Xi,n≥1.利用部分和Sn的弱收敛定理,证明了当ε→0时,^∞∑n=1 （logn）^δ/n P{Sn≥ε√nlogn}的精确渐近性成立. 相似文献
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17.
利用重合度理论,研究一类三阶时滞Duffing泛函微分方程x（t）＋∑2i=1[aix（i）（t）＋bix（i）（t-τi）]＋cx（t）＋g1（t,x（t））＋g2（t,x（t-τ（t）））=e（t）的T-周期解问题,获得了该方程T-周期解存在性和唯一性的若干新结果. 相似文献
18.
研究了具有有限时滞中立型泛函微分方程x.（t）=A（t）x（t）＋∑mi=1fi（t,x（t）,x（t-τi（t））,x.（t-τi（t）））＋b（t）的概周期解问题.利用不动点方法以及相关分析技巧,建立了保证该方程的概周期解的存在性及唯一性的充分条件. 相似文献