Math-Net.Ru
Общероссийский математический портал
Н. М. Новикова, Стохастический квазиградиентный метод поиска максимина, Ж. вычисл. матем. и матем. физ., 1977, том 17, номер 1, 91–99
Использование Общероссийского математического портала Math-Net.Ru подра- зумевает, что вы прочитали и согласны с пользовательским соглашением http://www.mathnet.ru/rus/agreement
Параметры загрузки:
IP: 139.59.245.186
6 ноября 2022 г., 10:11:40
В Ы Ч И С Л И Т Е Л Ь Н О Й МАТЕМАТИКИ И МАТЕМАТИЧЕСКОЙ Ф И З И К И Том 17 г Я н в а р ь 1977 Ф е в р а л ь № 1
УДК 51:330.115 СТОХАСТИЧЕСКИЙ КВАЗИГРАДИЕНТНЫЙ МЕТОД
ПОИСКА МАКСИМИНА
Ы.'М. НОВИКОВА(Москва)
П р е д л а г а е т с я алгоритм поиска максимина, я в л я ю щ и й с я композицией метода ш т р а ф о в и метода стохастического к в а з й г р а д и е н т а . Д о к а з ы в а е т с я теорема о сходимости к м н о ж е с т в у р е ш е н и й с вероятностью единица.
Приводится АЛГОЛ-программа и р е з у л ь т а т ы просчета тестов.
1, Рассматривается задача определения (1) и°= шах min f(x, у)
хеХ у е У •
и наилучшей гарантирующей стратегии х°^Х:.
(2) mmf(x°,y)=u\
ye=Y
Мы считаем функцию~ f(x, у) непрерывной по х и у на Х<=Е
Ри YaE
m— замкнутых, ограниченных множествах евклидова пространства. В соот
ветствии с ['*], данная задача эквивалентна отысканию max [и—
—а
пФ
д{х, и)] по х, и на множестве ХХ[М
иМ
2] при a
nt + ' ° ° , где
• Ф
я(х,и) = j \mm[0;f(x,y)-u]\
qo(dy), i<q<2,
М^ттЦх^у), М
2= max/(а;, у).
XXY XXY
Обозначая F
nq{х, и) =и—а
пФ
д{х, и), имеем
( 1 ^ и°= Km max F
nq(x, и) = lim F
nq{x
n\ и
й°);
7 l - v o o XX[Mi,M2] n^-oo
вектор (x
n°, Un) реализует max F
nq(x, u),
XX[MUM2] ' ' ' ..
причем любая предельная точка последовательности {(х
п°, и
п0)} является решением задачи ( 1 ) , ( 2 ) . Другими словами, {(х
п°, и
п0)} сходится к Х ° Х Х&°, где Х°= {х
0} — множество решений ( 2 ) .
В работе [
2] при дополнительном предположении, что / ( # , у) удов
летворяет по у условию Липшица для всех х<^Х, получена оценка скоро
сти сходимости метода штрафов (1') :
0<и
п°-и°<П(1/а
п)
и{т+^\ . Z>=const,
9 2 Н. М. Новикова
для достаточно больших п. Учитывая также (см. [
2] ) , что и
0^
^F
nq(x
n\ и
п°)<и
п°, получаем 0 < F
n« ( *
n 0, u
n")-u^D{i/a
nY
nm^ и так как Ф
я(х°, гг°) = 0 , то
(3) 0<F
n*(x
n\ u
n°)-F
n*(x\ и°)<1)(1/а
п)
1'<
т+*-
1). Для поиска х
п°, и
п° обычно применяют градиентные методы * \
Чтобы избежать трудностей, связанных с вычислением интеграла в grad<D
9(;r, и), воспользуемся методом стохастического квазиградиента
(см. [
3] ) . Пусть Ja(dz/)=1 (соответствующая нормировка); например,
Y
пусть У есть га-мерный единичный куб, о — обычная мера Лебега. Тогда рассматриваемый интеграл интерпретируется как математическое ожи
дание подынтегральной функции случайной переменной г/, подчиняющей
ся равномерному закону распределения на У. Выбирая случайным обра
зом y
n^Y (с равной вероятностью), будем строить случайную последова
тельность {{х
п, и
п)}, сходящуюся почти наверное (с вероятностью едини
ца) к Х°Хи° — множеству решений задачи (1), (2).
Введем %n
q(y\x, и) =и—a
n|min[0; fix, у)— и]\
q— функцию случайной переменной г/, зависящую от х, гг, математическое ожидание которой
(4) M
y{
%nq(y\x, u)}=F
nq(x, и).
В дальнейшем мы будем опускать индексы при математическом ожида
нии. Предположим, что X выпукло, f(x,y) вогнута по х, т . е . %
nq(y\x,u}
вогнута по (х, и). Вектор (я, и) обозначим через z\ множество Z=XX Х[М
иМ
2] выпукло. Определим 'С>п{у\х, и) как обобщенный градиент па х, и при фиксированном у функции %h
q{y\x, ц):
( 5 ) <1ПЧУ\*1),*-?><ХПЧУ№)^ПЧУ№) Yz\z^Z- .
(здесь <, > —скалярное произведение). Например в случае негладкого штрафа, взяв д = 1 , можно выбрать для р=1 компоненты вектора
£>п(у\х, и)=*(Ъ
п(у\х, и); ц
п(у\х, и)) следующим образом:
In (у | х, и) = — а
я^ [
X'
V^ sign [max (0; / (х, у)-и) ], дх
г\п{у\х, u ) = l + o s
nsign [max (0; f(x, у)-и)],
так как вогнутая функция дифференцируема по любому направлению, то>
правая или левая частная производная (допустим, левая, df
+(x, у)/дх или df~(x, у)/дх) существует. Так как множества У, Z ограничены, т а очевидна оценка для евклидовой нормы обобщенного градиента
\\Z>n
q(y\z)\\
2<Ca
n2, C=const (так как существует конечный обобщенный градиент /(х, у) по х).
В сделанных предположениях условие (4) позволяет применить ре
зультат работы [
3] к задаче ( I
7) . Пользуясь им, можно построить случай-
Метод п р о е к ц и й г р а д и е н т а (обобщенного г р а д и е н т а ) .
ные последовательности
{ znh} ™=1,сходящиеся почти наверное к множест
вам {z
n0} соответственно. Тогда
и°= lim lim %nq{ynh\znk)
n->- оо
h-+
оо ,почти наверное; {у*}™^ — последовательности независимых, равномерна распределенных случайных величин для любого т г = 1 , 2 , . . . . Однако для практического счета использование повторного предела неудобно. Предла
гаемый ниже метод, учитывая специфику задачи, позволяет избавиться от повторного предела.
Предположим, что для числовых последовательностей {а
п}, {а
п} вы
полнены следующие условия:
оо
(6) а
п>0, aJO,
J \n= + Q Q ,a
nt + ° ° ,
1 Г 1 ^ I 1 \
1 / ( m +« -
1>
(7) V . . • , . • < « . V , . ( - . )
n=l n=l
Зададимся произвольным z^Z и определим {z
n}!°° так:
v (8) Zn+^nizn+an^iynlzn)}, yn^Y;n{ }—проектирование на Z,
{yn}i00— последовательность независи
мых, равномерно распределенных случайных величин.
Т е о р е м а . В сделанных предположениях вероятность того, что {z
n} сходится к Z ° = X ° X &
0, равна единице, т. е. p ( z
n, Z°) — расстояние между?
z
nи Z
0стремится к нулю почти наверное.
Д о к а з а т е л ь с т в о . Учитывая (8) и (5), имеем
+2а
п<и
я{Уп^
п),г
п-^+аЛ^{Уп^
п)\\
2<
^\\zn-z«)\
2+2а
п[Xn
q{уи|z
n)-%
nq(Уп|*°) ] +Са
п2а
п2- Следовательно, из произвольности z°^Z° получаем, что
min \\z
n+i-z
0\\
2<mm\\zn-z°\\
2+2a
n[x
nqly
n\z
n)-u
0^ поскольку
%nq(yn\zn°)=u0 Vyn^Y;M { m i n \\z
n+-zT\zu • • •, z
n} < min | | z
n- z ° | |
2+ C a
n 2a
n 2+
z ° e Z ° ' z ° e Z °
+ 2 а
п[ а д * » ) - в
0] < min \\z
n-zY+2a
n[F
n«(z
n0)-u°]+Ca
n2a
n\ так как
F
n*(zn) <F
nq(z
n°) = max F
n« (z); '
z
использованы также предыдущие неравенства ( 4 ) и свойства условного*
математического ожидания [
3] .
9 4 Н. М. Новикова
Таким образом, из (3) имеем
M { p
2( z
n + 1, Z°) \z
u..., z
n}^p
2(z
n, Z°)+Ca
n2a
nz+ +20а
п(1/а
пу
/(т+«-<\
значит, последовательность { р
2( я
п, Z
0)}^ сходится с вероятностью еди
ница. Действительно, так как (см. [
3] ) последовательность
0 0
« n + i , ^ « = - p2( 2 » , Z0) -
V [2Ва
к(1/а
кУ'<
п+*-»+Са
к2^]
образует полумартингал (что видно из ( 7 ) ) , то нужная сходимость сле
дует из свойств полумартингалов (см. [
4] , гл. VII, § 4, теорема 4.1 ( 1 ) ) . После этого, взяв безусловное математическое ожидание от обеих ча
стей предыдущих неравенств и произведя суммирование, очевидно, по
лучим
п
Vz° e Z ° 0 < М { | |
z
n+1-z° ||
2} < ||
Z l- z °
||2+ С ^a
hW+
п
+ 2 ^ a
f tM { F
f t« ( z
f t) - ^
?( z
0) } , « = 1 , 2 , : . . .
Это следует из свойств математического ожидания (безусловное от услов
ного равно безусловному). Отсюда
0 0
ft=i
так как
оо
По определению, F
nq(z°) =и° для
z°^Z°;таким образом,
0 0
^ianM { Fn4Z n) - u( ,} > - o c .
п = 1
Следовательно,
*a
nm\F
nq{z
n)-u«\«x>,
1
так как, вдобавок к предыдущему неравенству,
а
пМ {шах [0; F
nq(z
n) -и
0]}<«>, поскольку
М { т а х
[0; Р
п*(г
п)-и
0]}<О(1/а
пУ'.
ы+*-
1\
что, в свою очередь, вытекает из (3) (мера У равна 1 ) . Тогда из усло
вий (6) на последовательность {а
п} следует, что
limM{|F
n4zn)-tt°l}=0.
П-> оо
Значит, существует подпоследовательность {Fn
k(,z
n)i)}
hli, которая сходит
ся к и° почти наверное.
Теперь мы можем доказать, что {z
n} сходится почти наверное к Z
0, т.е. p{z
n, Z°)->0 почти наверное при тг-^°°. Действительно, обозначим че
рез А множество
{©={tf»}» = il^»V^
k->- оо
Из доказанного ранее следует, что вероятностная мера этого множества Р { Л } = 1 .
Для всех со^4 последовательность {z
nk(a))} имеет (из ограниченно
сти Z) сходящуюся подпоследовательность { ^ й р ^
0 0) } ' в.. дальнейшем обозначаемую { z
n p( c o ) } :
s »
p( < o ) z ( c o ) , Fn
p(z
np((d)) и°т(©)=и
0.
p - > оо p-*-oo
Другими словами,
и
п(со)—а
п Ф3( 2П(со)) и
0.
р->- оо
Значит, а
ПрФд(2пр(со)) ограничена (из ограниченности и
при Z ) , Фд(^п
р(со)) 0 VcoeA, так как а п р - ^ - й
0 0.
р - > о о
Тогда из непрерывности Ф
д( г ) следует, что Ф
д( £ ( с о ) ) = 0 для всех со^Л.
Поэтому
й ( с о ) < т т / ( д ; ( ф ) , у ) .
Кроме того, гг(со)^&° • (ибо
иПр(со)-^й(со), w,np(co)—
а п р Ф д ( 2 п р ( о ) ) ) - > 1 г °га
Пр Ф
д( z
n p( с о ) ) ^=0). Таким образом,
min / (х (со), у) ^и (со) ^ и
0= max min / (я, г/)
и, так как z (со) ^ Z (замкнутому), ± (со) = £ ° ( с о ) , гг (со) =гг°, т.е., z ( c o ) ^ Z
( hдля всех со^Л. Значит, p ( z
n p( c o ) , Z
0)->0 при
иp
2(z
n(co), Z°) сходит
ся; теперь окончательно имеем - p(z
n(co),Z°) -+0 Yco^A.
Так как Р { Л } —1, то теорема полностью доказана.
Очевидно, можно следующим образом переформулировать теорему:
{и
п} сходится к и
0почти наверное и любая предельная точка последова
тельности {х
п} является некоторым х°^Х° с вероятностью единица.
2. Сделаем теперь некоторые общие замечания по поводу предложен
ного метода. Его достоинствами являются простота реализации, понижен-
96 Н. М. Новикова
ные требования гладкости и устойчивость относительно погрешностей вычисления. Действительно, для выполнения условий теоремы достаточ
но, чтобы
оо
(9) M{t,
n"(yJzn)\y
n,z
n} = gT3Ld
z%
nq(y
n\z
n)+r
n,
J ^ a « l r „ | < o on=i
(здесь grad
zозначает обобщенный градиент по z ) , что позволяет приме
нять приближенные методы вычисления обобщенного градиента, напри
мер для нахождения g r a d
x/ ( ^
n, у
п) пользоваться f
x(x
niу
п):
Щ1х{хп,Уп)\х
п,у
п} =gT8Ld
xf(x
n,y
n)+s
n, Yji
anan^
s^
<CO' Полученные условия аналогичны требованиям [
3] .
Что же касается скорости сходимости, то, как показал просчет тесто
вых примеров, сравнительно быстро достигается первое приближение к и
0и достаточно близкая окрестность х°; уточнение и
0происходит доволь
но долго, тщ что для практического ускорения сходимости рекомендуется использовать различные мрдификации алгоритма (см. Приложение). Тре
буемое машинное время, понятно, увеличивается пропорционально уве
личению размерности задачи.
Рассмотренный метод, естественно, применим не только при поиске максимина, но и к задачам на максимум вогнутой функции с ограниче
ниями общего типа:
(10) ./(z
e) = m a x / ( z ) , G={z<=Z\g(z, у)^0 Vy^Y},
если относительно функции g(x, у) предположить вогнутость по z^Z, где Z — выпуклый компакт.
В этом случае функция
F
nq(z) = / ( z ) - c c
nj |min[0; g{z,y) ]\*dy
T - '
является вогнутой no z. И если z
n° реализует max F
n 9( z ) , то из метода
zштрафов (см. [
4] ) следует l i m F
n4 < ) = / ( z ° )
П - > оо
и любая предельная точка последовательности { z n
0} ^ оказывается не
которым решением задачи (10). Пользуясь оценками из [
2] (которые по
лучены для конечного Y при жестких условиях на gi{z)), можно подоб
рать а„, а
птаким образом, чтобы алгоритм (8) сходился с вероятностью единица к множеству {z
0} в условиях, требуемых [
2] . Можно также поль
зоваться и другими оценками сходимости F
nq(z
n°) к f(z°).
Алгоритм (8) можно, очевидно, исцользовать в случае, когда У —ко
нечное множество. В частности, если Y состоит из одной точки, т. е. в
обычной задаче на условный экстремум, допуская погрешности типа ( 9 ) ,
получим сходимость с вероятностью единица (в отсутствие погрешностей сходимость гарантирована). Это утверждение перекликается с результа
том из [
5] для штрафов другого вида, при более жестких требованиях гладкости.
ПРИЛОЖЕНИЕ АЛГОЛ-ПРОГРАММА Ж Т Е С Т Ы
П р и в о д и м а я н и ж е программа, о ф о р м л е н н а я в виде п р о ц е д у р ы н а я з ы к е АЛГОЛ 60 (procedure a p p r o x ) , р е а л и з у е т алгоритм (8) ( п р е д у с м а т р и в а я возможность модифи
к а ц и й п р и 0 < / < 1 ) в случае, когда X есть ^ - м е р н ы й к у б , У есть яг-мерный куб,
е[ 0 , 1], i = l , 2 , р , #je=[0, 1 ] , / = 1 , 2 , . . . , m, и / (я, у) и з м е н я е т с я в п р е д е л а х от 0 до 2. П а р а м е т р ы п р о ц е д у р ы и соответствуют т е к у щ е м у з н а ч е н и ю хщ ип, п е р е д о б р а щ е н и е м к процедуре им д о л ж н ы быть п р и с в о е н ы н а ч а л ь н ы е з н а ч е н и я . У п р а в л я ю щ и е к о н с т а н т ы Ю1 И - н а ч а л ь н о е и конечное з н а ч е н и я д л я п; j0 - ш а г по п.
Ч е р е з ]1 ш а г о в производится в ы д а ч а н а п е ч а т ь я , и п р и п о м о щ и п р о ц е д у р ы output (х, и), которую м о ж н о з а м е н и т ь какой-либо другой (в зависимости от к о н к р е т ного вида ЭВМ) стандартной процедурой вывода. К о н с т а н т ы г, s задают порядок у б ы в а н и я ащ апап (например, г = 1 , 5 = 0 . 6 ) . П р о ц е д у р а - ф у н к ц и я func (р, mt х, у) имеет з н а ч е н и е f(x, у). П р о ц е д у р а grad(p, m, х, у , g) д о л ж н а в ы ч и с л я т ь обобщенный гра
диент / ( я , у) по х и п р и с в а и в а т ь его g. П а р а м е т р е , 0 < / < 1 , с л у ж и т д л я р а з л и ч н ы х м о д и ф и к а ц и й метода, з н а ч е н и е />7г и с п о л ь з у е т с я после п о л у ч е н и я первого п р и б л и ж е н и я п р и достаточно б о л ь ш и х Ю, К д < 2 . П р о ц е д у р а - ф у н к ц и я rand в теле п р о ц е д у р ы я в л я е т с я датчиком с л у ч а й н ы х чисел, равномерно р а с п р е д е л е н н ы х н а отрезке [0, 1 ] ; д л я к о н к р е т н ы х т р а н с л я т о р о в она м о ж е т быть з а м е н е н а стандартной (например, р1147 (al, rand) д л я ТА-1М); в т а к о м случае н а ч а л ь н о е п р и с в а и в а н и е п е р е м е н н ы м аО, al следует з а м е н и т ь н а ч а л ь н ы м о б р а щ е н и е м к с т а н д а р т н о й п р о ц е д у р е (pll47(al) д л я ТА-1М).
П р о ц е д у р у approx р е к о м е н д у е т с я п р и м е н я т ь несколько р а з , и с п о л ь з у я п о л у ч а е м ы е п р и б л и ж е н и я в к а ч е с т в е н а ч а л ь н ы х , у в е л и ч и в а я i0, il, / 7 , п о к а в течение доста
точного количества ш а г о в в е р х н я я г р а н и ц а к о л е б а н и й д л я и не с т а б и л и з и р у е т с я и не у с т а н о в я т с я *> с н у ж н о й точностью з н а ч е н и я х. П р и р е з к и х к о л е б а н и я х и м о ж н о у в е л и ч и в а т ь j0.
Кроме м о д и ф и к а ц и й , п р е д у с м о т р е н н ы х в п р о ц е д у р е (при 1^0), в н е к о т о р ы х за
дачах, т р е б у ю щ и х большей точности п р и о п р е д е л е н и и ы°, м о ж н о д л я п о с л е д у ю щ и х у т о ч н е н и й вводить п е р е м е н н у ю верхнюю г р а н и ц у и. В н а ч а л ь н ы й момент ей п р и с в а и в а е т с я з н а ч е н и е Л/2, д а л е е в ц и к л е ей п е р е п р и с в а и в а е т с я и, которое н е удовле
творяет о г р а н и ч е н и я м (при & < 0 ) , и сравнение и п р о и з в о д и т с я н а к а ж д о м ш а г е не с М2 (в п р о ц е д у р е М2—2), а с введенной переменной. П р и этом надо следить, чтобы в е л и ч и н а и з м е н е н и я х не в ы х о д и л а за п р е д е л ы з а д а н н о й точности, в противном с л у ч а е г р а н и ц е д л я и снова п р и с в а и в а е т с я з н а ч е н и е М2. Однако в з а д а ч а х , не тре
б у ю щ и х точности в ы ш е 5 % , обычно нет смысла у с л о ж н я т ь п р е д л о ж е н н у ю п р о ц е д у р у . Некоторые п р и м е р ы р а ц и о н а л и з а ц и и п р о ц е д у р ы д а н ы вместе с тестами,
p r o c e d u r e approx (р, m, xt ut iO, il, / 0 , / 7 , r, s, /, q, func, grad);
v a l u e pt m; u n t e g e r p , m, W, i i , / 0 , / 7 ; a r r a y x;
r e a l и, r, s9 /, q; r e a l p r o c e d u r e func; p r o c e d u r e grad;
b e g i n i n t e g e r i, /, k; r e a l a0y al, /, h, hi; a r r a y g [1: p), y[l: m];
r e a l p r o c e d u r e rand; • b e g i n r e a l a; a: = aO -{- al\ a0 : = al;
if a ^ 4 t h e n a: = a — 4; al: = a; rand : = a/4 e n d rand;
*> В случае X°, состоящего более ч е м из одной точки, п р о в е р я е т с я ц и к л и ч н о с т ь и з м е н е н и я х.
4 ЖВМ и МФ, № 1
И. М. Новикова
аО: = 3.14159265; al: = 0.542101887; h: = 0;
for i,: = iO step /7 u n t i l i2 — /7 do b e g i n for / : = 1 step fO u n t i l /7 do
b e g i n for k: = 1 step 2 u n t i l m do у [/с] : = rand;
f: =func (p, m, xy y);
W : = if / > и t h e n 0 else — (и — / ) \ (q — 1);
•if /*2 < /г t h e n h: = hi else Л: = I X u + (1 — Z) X W;
u: = u + l l(i +
Jnr
+ hi(i +j)W,
if w < 0 t h e n и: = 0; if к > 2 t h e n и: = 2;
grad(pr m, x, y, g);
for k: = 1 step 2 u n t i l do
b e g i n = g[k] x W / ( i + / ] f s ; if a: [/с] < 0 t h e n a; [/c] : = 0;
if t h e n x[k]: = 1 e n d
e n d ; output (x, u) e n d
e n d approx
Тестовые п р и м е р ы с ч и т а л и с ь н а м а ш и н е БЭСМ-4 д л я п а р а м е т р о в ап=1/п, ап= г а2 / 5
(для ап=а/п и м е е т смысл в ы б и р а т ь а п о р я д к а М2). Р е з у л ь т а т ы счета п р и в е д е н ы в т а б л и ц е .
В
п р и м е р еI: /(#, у)
Н 1 +(х-
1/
2) (у-Чг),
точное р е ш е н и ех°=
1/
2,
и ° = 1 .В
п р и м е р еII:
/ ( я , i / ) = e x p ( — ( я1— у )2) + е х р ( -(х
2-у)
2);
здесьх=(х
1, х
2)
- д в у м е р н ы й в е к тор, x0=(l/2l V2), и°—1.55. В примере III: х=(х\ я2) , у=(у\ у2), /(*, у) == ехр (~&-УУ-(Х*-УУ), * ° = ( 7 2 , V 2 ) , и°=0.606.
З а т р а ч е н н о е м а ш и н н о е в р е м я в м и н у т а х п р и в о д и т с я в столбце t.
У к а з а н ы т а к ж е и с п о л ь з о в а н н ы е п р а к т и ч е с к и е м о д и ф и к а ц и и п р о ц е д у р ы
approx.
Т а к , п а р а м е т р I м о ж н о о п и с ы в а т ь н е к а к п о с т о я н н у ю , а к а к п е р е м е н н у ю r e a l p r o c e d u r e Z и з а д а в а т ь в т е л е п р о ц е д у р ы
approx
с л е д у ю щ и м образом:(11) r e a l p r o c e d u r e Z; b e g i n l:—i/(i+l) end;
А н а л о г и ч н о м о ж н о м о д и ф и ц и р о в а т ь о п и с а н и е jl д л я переменного к о н ц а ц и к л а по / : (12) r e a l p r o c e d u r e jl; b e g i n / 2 : = i / 2 0 0 e n d ;
п р и этом ш а г n o i д о л ж е н , естественно, остаться п о с т о я н н ы м и либо з а д а в а т ь с я с р а з у числом, либо о б о з н а ч а т ь с я н о в ы м и д е н т и ф и к а т о р о м . Удобно т а к ж е и с п о л ь з о - Приме
ры Ui 10 и jo jl; шаг
no i l t Модифи
кации'
ч
1/2 0 1 0 10* 0 10104 5 10 1 500 50 7 2 7 2 0.500 0.500 1.007 1.002 5 5(0,0) и 0 10* 1 50 7 2
i
0.504 0.504
1.66 10
(0,0) 0 0 105 10 500
7 2
i 0.497 0.497
1.58 13
(ID
(0,0) 0 0 105 10 500
i + 1 0.497 0.497
1.58 13
(ID
II < 1
( 7 2 , 72) 1 0 104 1 50 1i
0.494 0,494
1.57 10
( 7 2 , 72) 1.56 105 200
1 i
0.4999 0.4999
1.56 20
(ID
( 7 2 , 72) 1.56 105 5 200
i + 1 0.4999 0.4999
1.56 20
(ID
( 7 2 , 7 2 ) 1.56 105 106 5 i/200;
5000
1 0.5000 0J5P00
1.55 45 (12)
(0,0) 0 0,104 104, 105
5 20O; 50, 500
i 0.50 0.62 25 (13), ( И )
ш f (0,0) 0,104 10105 4, 20O; 50, 500 i + 1 0.49
ш f 1
( 72, 7 2 ) 0.61 105 10е 5 i/200;
2000
1 0.49999 0.50000
0.608 45 (12)
в а т ь с л о ж н ы й ц и к л по i т и п а • . , (13) for i:=0 s t e p 50 until i04 , i04 s t e p 500 u n t i l N>5 • •
А в т о р б л а г о д а р е н Ю . Б . Г е р м е й е р у з а п о с т о я н н о е в н и м а н и е к р а б о т е ж п р и з н а т е л е н В . В . Ф е д о р о в у з а р у к о в о д с т в о и п р а к т и ч е с к и е с о в е т ы .
Поступила в редакцию 24.04.1975 Переработанный вариант 10.11.1975
Ц и т и р о в а н н а я л и т е р а т у р а
1. Ю. Б. Гермейер. П р и б л и ж е н н о е сведение с помощью ш т р а ф н ы х ф у н к ц и й з а д а ч и о п р е д е л е н и я м а к с и м и н а к задаче о п р е д е л е н и я м а к с и м у м а . Ж . вычисл. м а т е м . и матем. физ., I960, 9, № 3, 7 3 0 - 7 3 1 .
2. В. В. Фёдоров. О методе ш т р а ф н ы х ф у н к ц и й в з а д а ч е о п р е д е л е н и я м а к с и м и н а . Ж . в ы ч и с л . матем. и матем. физ.,' 1972, 12, № 2, 3 2 1 - 3 3 3 .
3. Ю. М. Ермольев. О методе обобщенных стохастических градиентов и стохастиче
с к и х к в а з и ф е й е р р в с к и х последовательностях. К и б е р н е т и к а , 1969, № 2, 7 3 - 8 3 . 4. Дж. Дуб. В е р о я т н о с т н ы е процессы. М., Изд-во ин. лит., 1956.
5. V. Fabian. S t o c h a s t i c a p p r o x i m a t i o n of c o n s t r a i n e d m i n i m a . T r a n s . 4-th P r a g u e Conf.
Inf. Theory, Statistic. Decis. F u n c t i o n s , R a n d o m P r o c , 1965. P r a g u e , P u b i s House
1 Czechosl. Acad. Sci., 1967, 2 7 7 - 2 9 0 .