随机过程（8）——更新过程在排队论的两个应用，PASTA，连续时间马尔科夫链引入

上一节笔记：随机过程（7）——更新奖赏过程：交替更新过程，生存与濒死时间，观察悖论

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大家好！

这一节我们还是以更新过程的应用为主，主要会介绍排队论的几个具体的模型，并且介绍一些与这些模型有关的性质。

那么我们开始吧。

排队论模型1：

GI/G/1

一般来说，排队论模型都会用一些字母做一个简化。

GI/G/1

就是指一种特定的模型。

的意思是general input，

就是general service time，

就是“一个服务器”的意思。连在一起说，就是

有一个理发店排队模型，相邻两个人到达的时间差服从分布

（general input）。到达理发店之后，只有一个理发师（一个服务器），理发师的服务时间服从一个分布

（general service time）。分布

的均值为

frac 1 lambda

，分布

的均值为

frac 1 mu

。

这里的均值写成

frac 1 lambda

和

frac 1 mu

，其实可以理解为排队和服务速率分别为

lambda, mu

。如果按照这么理解，下面这个性质直观上就很容易理解了。

Proposition 1: 如果

lambda < mu

，并且一开始有

个人在排队（

有限），那么以概率为1，队列会清空。

这个性质直观上来看，就是如果服务的速率比排队的速率要快，那么最终队伍几乎一定会空。如果我们稍微不严谨一点，就理解为“一定会空”。这自然是符合我们的认知的。

首先要理解什么是“队列清空”。首先因为一开始就有人在排队，所以不会出现”没人服务“的情况。因此简单来说，排队的过程和服务的过程可以分别拉出来看。所以抽象出来，如果我们认为一开始

个人的服务时间一共为

z_0

，后面每一个人所需要的服务时间为

s_i

（

s_1

是除一开始的

个外，第一个到达的人的服务时间），并且假设相邻两个点之间的时间差为

t_i

的话（除一开始的

个，经过

t_1

之后，第一个人到达，之后以此类推）那么总结来看，就是希望说明

P(z_0 s_1 ldots s_n < t_1 ldots t_{n 1}, exists n) = 1

因为如果这个不等式满足，就说明第

n 1

个人还没有到达，第

个人就完成了服务，也就是”队列清空“的含义。

如果要说明这一点，其实可以利用大数定律，也就是说说明

t_1 ldots t_{n 1} - (z_0 s_1 ldots s_n) >0, a.s.

下面我们会做一点不严格的模糊，因为严格说明需要高等概率论的知识。这里两边除以

，然后

frac {z_0} n

会趋于0（以概率为1），然后再注意到

frac{t_1 ldots t_{n 1}}{n} to frac 1 {lambda}, a.s.

frac{s_1 ldots s_n}{n} to frac 1 mu, a.s.

所以结合

lambda < mu

就可以得到结论。

我们再强调一遍，这里的说法其实都是不严谨的推论。事实上在我们利用大数定律的时候，有些地方会有“以概率为1”的额外条件，读者在阅读的时候还是要注意这一点，虽然在应用层面上可以忽略这一句话。

其它量化的结果

很显然我们不可能就这么结了，事实上对于这个模型，有很多数量是可以研究的。

首先就是整个系统中的人数，这里我们假设一开始没有人在队列中。在时间

时，我们可以定义出

X_s, X_{s, Q}

这两个量。这里的

X_s

表示在整个系统的人数，而

X_{s, Q}

则表示还在排队的人数（因为排队就是queue）。自然会有

X_{s, Q} = X_s - I(X_s > 0)

因为这个系统中只有一个服务器（理发师），所以如果

X_s > 0

，说明有人在系统中，那么一定会有人在接受服务，这个时候排队的人数自然是整个系统的人数再减1，否则就不用变。因此我们就可以用示性函数进行表达。

同样的，对于每一个人，也可以量化他们在等待的时间（这里的等待不是排队的时间，而是在整个系统停留的时间）。对于第

个人，我们可以设出

W_m, W_{m, Q}

这两个量，其中

W_m

是第

个人停留在系统的时间，

W_{m ,Q}

是他在排队的，未接受服务的时间。那么有

W_{m, Q} = W_m - s_m

有了这些之后，按照惯例，我们也会计算这些量长期的表现。以

X_s, X_{s, Q}

为例，我们可以设

frac 1 t int_0^t X_s ds to L

frac 1t int_0^t X_{s, Q}ds to L_Q

其中

t to infty

。那么有

L_Q = L - 1 pi(0)

pi(0) = lim_{t to infty} frac 1 t int_0^t I(X_s = 0)ds

代入

X_{s, Q}

的表达式就可以得到结论。

同样的，对于

W_m, W_{m, Q}

，我们也可以设

frac 1n sum_{m = 1}^n W_m to W

frac 1n sum_{m =1}^n W_{m, Q} to W_Q

那么我们有

W_Q = W - frac 1 mu

这是因为根据大数定律，我们有

frac 1n sum_{m = 1}^n s_m to frac 1mu

（这里没有“以概率为1”的条件，是因为这里用的就是最简单的，同分布情况下的强大数定律）。

这些基本的数量定义完之后，我们就可以介绍关于这些数量之间关系的定理了。

Theorem 1: Little's Formula

L = lambda_a W, L_Q = lambda_a W_Q

这里的

lambda_a

表示的是长期来看，加入排队的人的速率。也就是说，如果没有加入排队（也就是说，上一个人还没有服务完，下一个人就不等了，直接跑路了），是不会记入的。换句话说，如果每一个人都没有经历过这种“排队但是没有享受到服务”的情况，那么

lambda_a = lambda

。

我们先说第二个，事实上，我们只需要说明

frac 1 tint_0^t X_{s, Q} ds simeq frac 1t sum_{i = 1}^{N_a(t)} W_{i, Q}

但这个很容易，因为如果我们思考一个“单纯的排队系统”，也就是不考虑直接加入服务的人。那么注意到，

X_s

在一段时间的均值，其实就是每一个人等待时间的均值。这可以通过下图解释。

区间上标的数字表示当前队列有几个人。而

W_1, W_2

就是每一个人排队的时间（不包括服务时间）。其实很容易发现，这只是用两种不同的方法在计算

W_1 W_2

而已。

那么简单变换一下，就可以有

frac 1t sum_{i = 1}^{N_a(t)} W_{i,Q} = frac{N_a(t)}t frac 1{N_a(t)}sum_{i = 1}^{N_a(t)}W_{i,Q} to lambda_a W_Q

这就得到了结论。

我们再来看

L = lambda_a W

这个如何证明。事实上就是要说明，

frac 1 t int_0^t X_s ds

的极限是

lambda_a W

。使用类似的方式，我们可以得到

frac 1 tint_0^t X_s ds simeq frac 1t sum_{i = 1}^{N_a(t)} W_i

但是这里我们考虑的是“完整的系统”，也就是说依然考虑那些没有排队，直接加入系统的人。剩下的步骤都是一模一样的，所以就不用多提了，我们交给读者补充。

事实上，根据这个结论，我们会有下面的推论。

Corollary 1:

pi(0) = 1 - frac{lambda_a}{mu}

这个证明非常简单，把之前的式子代进来就可以了。我们交给读者完成。

这里的

pi(0)

就是我们之前的定义，简单来说就是队列空闲的时间占比。反过来说，

1 - pi(0)

就是队列繁忙的时间。在这里就是

frac{lambda_a}mu

。

排队论模型2：

M/G/1

这是另外一个排队论模型，相比较上一个模型，区别仅仅在于，人到达的时间是具备马尔科夫性的。在这里具体来说，就是到达时间

t_i

服从指数分布

exp(lambda)

。那么对于这个问题，我们可以画出这样的一张图。

这里

I_n

表示的是“空闲时间”（也就是“等待时间”），而

B_n

表示的就是“繁忙时间”（也就是“服务时间”）。蓝色三角形表示顾客到来，红色的表示顾客离开。所以可以看出，我们这里实际上是可以利用上一节的更新奖赏过程的，“等待时间”和“服务时间”交替。

这里很多人不理解的地方就是，完全有可能，新的人来排队的时候，之前的人还没有服务完，这里的图会不会有问题？但这里要用到的技巧其实上一节就提过了，就是对于泊松到达时间而言，无论从哪里开始，经过的等待时间都是服从

exp(lambda)

的。用一张图解释如下。

这也是随机过程一个比较难理解的地方。不过在之后如果还是一样的技巧，我们就不画图了2333。

如果是交替随机过程，那么长期来看的“空闲时间占比”以及“繁忙时间占比”就容易计算了。这里我们可以直接给出答案为

pi(0) = frac { frac 1 lambda}{frac 1 lambda E(B_1)}

PASTA性质

PASTA（Poisson Arrivals See Time Averages）性质是

M/G/1

模型的一个特有性质。这个性质的简单概括就是。

Theorem 2: 在同一个时间点，一个泊松到达的人看到的前面的队列的性质，和一个“上帝视角”看这个队列的性质，是一致的。

乍一看估计一俩懵逼。一个好的描述它的数学式子就是

N(t) - N(t-) = 1

，我们考虑在时间

来了一个人，并且加入了排队，那么注意到，因为“泊松到达”的性质，所以

(t - epsilon, t)

和

(0, t -epsilon)

区间上的队列性质是无关的（

epsilon

自然是可以任意小的）。简单来说，这个人加入了排队不会对之前任何时间的队列产生任何的影响，它在这个时间点到来，不会包含任何之前时间的信息。那么这样的话，其实这个人加入不加入队列，对于

(0, t- epsilon)

这个区间上的队列就无所谓了。

即使讲到这里，估计还是挺多人听不明白，我们再举一个反例。考虑一下如果

t_i sim U[1, 2], s_i = 1

。

t_i

是等待时间，

s_i

是服务时间。是那么从外人来看，我们一定可以知道，肯定有一段时间有人来过并接受过服务，然后又走了，然后又有人来了，以此类推。但是如果是“排队者”，情况就不一样了，因为

t_i ge 1 = s_i

，所以无论它什么时候来排队，看到的队列都一定是空的。这就不符合PASTA性质，因为两个人在同一个时间看这个队列，看到的结果是不一样的。换句话说，你在任何一个时间去看，只要是泊松到达，那么无论这个人是属于队列的，还是不属于队列的，所观察到的队列性质都是一模一样的。

至于为什么看到的不一样，其实也可以做一些解释，这是因为在这个语境中，你可以了解到

(t-1, t)

一定无人到达。

画画图就能看出来这一点。但这一点就暴露出了问题，因为这并不符合马尔科夫性（可以通过当前，知道过去部分时间的队列情况）。所以对于这个例子不符合PASTA性质，也就好理解了。

做一点简单的延伸，则可以得到这样的性质。

Corollary 2: 长期来看，队列中有

个人所占的时间比例，和最后到达者发现自己队伍前面有

个人（包括他自己）的次数所占比例是相同的。

数学上的定义是

frac 1t int_0^t X_s ds

和

frac 1n sum_{i = 1}^n X_{s_i}

趋于同一极限。

这里的

X_s

就是之前说的，队列中的排队人数。

乍一看也是一个挺难懂的结论，所以我们举一个例子。

Proposition 1: 在

M/G/1

排队模型中，设

Z_s

为在

时刻，所有的顾客还需要的服务时间。利用PASTA性质和

Z_s

，证明

W_Q = frac{lambda E(frac {s_i^2} 2 )}{1 - lambda E(s_i)}

。

比方说

时刻有三个人，一个人还需要等待2分钟，一个人还需要等待3分钟，一个人已经进行了半分钟的服务，并且每个人服务时间都是固定的1分钟，那么还需要的总服务时间就是2.5分钟。

这个地方为什么能和

W_Q

有关系，是因为

W_Q

考虑的是在队列等待的时间，所以是和PASTA有关系的。但总体上来说要说明这个结论还是不太容易的，建模需要对PASTA有足够的理解。

首先自然需要看看，什么是

frac 1t int_0^t Z_s ds

。因为这个相当于“所有的顾客还需要的服务时间的平均”，所以老样子，我们可以把它拆分为每一个人的情况，并且忽略

(N(t), t)

这一段的情况。（还不清楚这一段是什么意思的话，建议回头看一下之前的内容了，因为可能后面就跟不上了）那么这样的话，会有

frac 1t int_0^t Z_s ds simeq frac 1t sum_{i = 1}^{N(t) }[s_iW_{i, Q} int_0^{s_i}(s_i - x)dx] to lambda[ E(s_1)W_Q frac {E(s_1^2)}2]

分成每一个人考虑之后，第一项对应的就是这个人“还在排队的时候”，那么在排队的时候，在那个点他需要的服务时间一直都是

s_i

。第二项对应的是这个人“已经在接受服务的时候”，那么随着时间的推移，还需要的服务时间就会不断减少，这个过程就是一个积分。每一个人的还需要的服务时间的积分，和“按照时间考虑，一段时间内所有人还需要的服务时间”，表达的含义相同，所以式子的结果也应该是相同的。

后面的极限状态直接大数定律就可以得到，我们就不多说了。

所以这和

W_Q

又有什么关系呢？注意到Corollary 2是怎么推出来的，因为PASTA，所以每一个人的到达不会有任何对之前队列的影响，所以对于

X_s

这个量，是否具备“上帝视角”并不重要。同样的我们也可以用到

Z_s

上，也就是说，对于

frac 1t int_0^t Z_s ds

，我们可以考虑把它转换为

最后到达者看到的工作量的平均

这个“看到的工作量”指的是

Z_s

的定义，也即“看到之前的等待时间平均”。那么我们注意到，最后到达的人，他只能看到之前人的在队列中的等待情况，因此i不需要额外加上服务时间，这里就是

W_{i, Q}

，大数定律平均一下就是

W_Q

，也就是说我们可以得到

lambda [E(s_1)W_Q frac {E(s_1^2)}2] to W_Q

（有的人可能会问**为什么不乘上

lambda_a

而是乘上

lambda

。**这是因为，

lambda_a < lambda

是在产生“排队但是没有接受服务”的情况下才会发生的，这个概率在

M/G/1

的模型下是0，虽然这并不代表它不会发生。想想为什么？）通过解

W_Q

就可以得到结论。

好的，我们来举一个与它有关的实际的计算题。

Problem 1: 考虑一个

M/G/1

排队模型，在一个理发店中，顾客到来的速率服从速率为

frac 16

的泊松分布，而理发所需要的时间平均为5min，标准差为

sqrt {59}

min。问

长期来看，队列空闲的概率

pi(0)

。

长期来看，一个顾客的平均排队时间和留在队列的总时间。
长期来看，队列平均有多长？

这几个问题都是需要利用上面提到的几个性质的。提取一下信息，我们发现

lambda = frac 16

，

mu = frac 15

，所以根据公式有

pi(0) = 1 - frac{lambda}{mu} = frac 16

这就是第一题。

第二题事实上就是在求

和

W_Q

。而对于

W_Q

，我们可以利用公式，得到

W_Q = frac{lambda E(s_i^2)/2}{1 - lambda E(s_i)} = 42

这是因为

E(s_i^2) = 5^2 59 = 84

。那么自然还会有

W = W_Q s_1 =47

。这样的话，平均的队列长度就是

L = lambda W = frac {47}6

。当然如果要是不考虑那些服务中的人的话，平均队列长度就是

L_Q = lambda W_Q = 7

，这也就是第二题和第三题。

PASTA性质是

M/G/1

模型中一个比较难理解的性质，它的应用其实我自己也感觉有点扑朔迷离。但是考虑到它在之后还是具备一定的用武之地，我们建议大家还是多花时间去理解这里我们的描述和相关的例子。

好的，那么关于

M/G/1

这个排队论模型，我们也就介绍到这里。

连续时间马尔科夫链

连续时间马尔科夫链（continuous time Markov chain，CTMC）是区别于离散马尔科夫链的，另外一种体现马尔科夫性的一种随机过程模型。因为连续时间的存在，在讨论它的性质，应用等的时候，都会与之前的离散模型有一定的区别。

那么我们看一看，连续时间马尔科夫链是如何定义的。

Definition 1: Continuous Time Markov Chain 设状态空间有限/无限可数，那么如果随机变量集合

{X_t, t ge 0}

满足

P(X_{s t} = j |X_s = i, X_{s_k} = i_k, 0 le k le n) = P(X_t = j|X_0 = i)

对于任意的

0 le s_0 < ldots < s_n < s

和任意可能的

i_0, ldots, i_n, i ,j

都成立（

i, j

属于状态空间），则称序列满足连续时间马尔科夫性。

虽然这个定义很长很复杂，但其实直观来说，就是，之后的事情与之前无关，并且具备时间的齐次性。也就是说在

这个点来看，时间

s t

发生的事件的可能性，应该和在

这个点来看，时间

发生的事件的可能性一致。

我们从这个定义也可以看出来，连续时间马尔科夫链的“连续”二字就体现在，不再存在离散马尔科夫链的“步数”这个概念，所以后面我们会发现，不能再使用之前的转移概率矩阵来描述了。具体如何弥补这个缺陷，后面再提。

举一个简单的例子来帮助理解这个概念吧。

Problem 2: 设

{Y_n}

是离散时间马尔科夫链，转移概率为

u(i, j)

，

N(t)

服从一个速率为

lambda

的泊松过程，

Y_n

和

N(t)

这两个量相互独立。那么说明

X_t = Y_{N(t)}

就是一个连续时间马尔科夫链。

下面这一张图解释了这个问题。

简单来说，就是

X_t

在

[0, T_1)

的时候对应

Y_0

（

T_1

就是第一次泊松到达的时刻），

[T_1, T_2)

的时候对应

Y_1

，等等。那么根据泊松过程的特性，就可以得到这里连续时间的马尔科夫性。因为我们取

X_s = i

，并且画出另外一条全新的泊松过程，并设

X_0 = i

，那么上面的泊松过程和下面的泊松过程，其实在对应的我们选择的时间过后，是一模一样的。

全新的转移概率：跳跃速率

在这个情境下，传统的转移概率不再适用，那么自然我们需要全新的描述工具，也就是跳跃速率（jump rate）。为了说明它的定义，我们先来介绍一个“过渡产品”。

Definition 2: Transition Probability 定义连续时间情况下的转移概率为

p_t(i,j) = P(X_t = j|X_0 = i)

。

所以这是一个与时间

有关的量，相当于我们可以把时间

固定下来，然后把“经过时间

“理解为”走了一步“。这样就可以利用之前离散马尔科夫链的工具了。

还是拿上面的Problem 2举个例子。这是为了帮我们复习一下转移概率相关的计算。

Problem 2-2: 对于Problem 2中的

X_t

，证明它的转移概率为

p_t(i,j) = sum_{n = 0}^infty e^{-lambda t} frac{(lambda t)^n}{n!}u^n(i, j)

。

这里的

u^n(i, j)

不是

次幂的意思。如果这个都忘了，说明马尔科夫链的知识要复习了……

这个问题的说明并不困难，利用

N(t)

作为中介就可以了。注意到

P(X_t = j | X_0 = i)

= sum_{n = 0}^infty P(X_t = j|N(t) = n, X_0 =i)P(N(t) = n|X_0 = i)

= sum_{n = 0}^infty P(Y_n = j|cancel{N(t) = n}, Y_0 =i)P(N(t) = n|cancel{Y_0 = i})

= sum_{n = 0}^infty e^{-lambda t} frac{(lambda t)^n}{n!}u^n(i, j)

中间有被划掉的地方，这是因为独立性。去掉之后，直接代入公式就可以了。

同样的，对于这样定义的转移概率，也有类似的C-K方程。

Proposition 3: Chapman-Kolmogorov Equation

sum_{k in S} p_s(i, k)p_t(k, j) = p_{s t}(i, j)

这里的

遍历的是状态空间

。注意我们在这个语境中已经不再区分有限和无限状态了。

它的证明也是一个走定义，注意到

p_{s t}(i, j) = P(X_{s t} = j|X_0 = i)

= sum_{k in S} P(X_{s t} = j |X_s = k, X_0 = i)P(X_s = k|X_0 = i)

后面的我们交给读者，因为确实没啥难度了。它的直观意义也比较显然，也即经过

s t

时间过后的条件概率，和“先经过

，再经过

的所有情况的概率和“一致。

有了这个”过渡的转移概率“，我们就可以看跳跃速率的定义了。

Definition 3: Jump Rate 定义

q(i, j) = lim_{h to 0} frac{p_h(i ,j)}{h}, j ne i

为从

到

的跳跃速率。

有了这个之后，我们可以自然的定义出一种类似“转移概率矩阵”的矩阵，我们给它起名为转移速率矩阵（Transition Rate Matrix）。

Definition 4: Transition Rate Matrix 定义转移速率矩阵的各个元素

Q(i, j) = begin{cases}q(i, j) & j ne i \ - sum_{j ne i} q(i,j) & j = iend{cases}

。

有的时候，我们还会设

sum_{j ne i}q(i, j) = lambda_i

，这是为了方便。

眼睛尖的朋友会发现

q(i,j)

的定义中缺少

i = j

这一部分。在转移速率矩阵中，最后一部分被填了上去，这样的话，这个矩阵的行和就是0了。

为什么要定义行和为0呢？这个原因在于，

lim_{h to 0} frac{p_h(i, j)}{h}

就是导数，因为

p_0(i, j)= 0, i ne j

。而转移概率矩阵的行和为1，那么求和的式子再求导，自然就能得到行和为0了。

Kolmogorov方程

没错，这个Kolmogorov和之前的C-K方程那个K是一个人。

Kolmogorov方程主要的目的是讨论跳跃速率和转移概率的关系。

Proposition 4:

p_t' = Q p _t = p_t Q

，且

p_0 =I

。

这里的

p_t

是一个矩阵，所以

p_t'

就是每一个元素分别去导数回填得到的新的矩阵。

p_0 = I

其实不用多说，经过

的时间，状态不可能发生转移，相当于

p_0(i, i) = 1, p_0(i, j) = 0 , i ne j

。那么一般情况呢？其实可以走导数的定义，也就是说

p_t' = frac{mathrm d}{mathrm dt}p_t = lim_{h to 0}frac{p_{t h} - p_t}{h} = lim_{h to 0}frac{(p_h - p_0)p_t}{h} = Qp_t

同理可以证明

p_t' = p_t Q

，这里就不细谈了。

证明细节中有一个地方是

p_{t h} = p_t p_h = p_h p_t

，这个其实使用到的就是我们之前提到的C-K方程（Proposition 2），因为C-K方程其实就是一个矩阵乘法，也就是在说明

p_{t h} = p_t p_h = p_h p_t

。但是如果

是无限可数的，严格来说

p_t

不能是一个矩阵，但是不影响这个结论的成立。所以按照矩阵乘法来理解C-K方程和这个证明，在逻辑上是自洽的，不必担心。

最后，我们以两个例子，来结束这一节。

Problem 3: 考虑一个速率为

lambda

的泊松过程，证明

p_t(i, j) = e^{-lambda t}frac{(lambda t)^{j - i}}{(j - i)!}, j ge i

，并且求出

。

这里的证明讲白了就是一个验证，因为这就是求解

P(N(t s) = j | N(s) = i)

，而根据泊松过程定义就可以得到结果。至于

的求解，根据导数的定义，我们有

q(i, k) = lim_{t to 0} frac{p_t(i, k)}{t} = begin{cases}lambda & k = i 1 \ 0 & othersend{cases}

所以事实上，对于

的每一行，只有两个元素非零。一个是对角线元素，它是

-lambda

（为了保证行和为0），一个就是

(i, i 1)

维，对应的元素是

lambda

。

读者可以自己使用这个例子来验证C-K方程的合法性。但是这个在这里是一个纯计算活，所以我们就不多提了。

Problem 4: 考虑一个两个状态的马尔科夫链，跳跃速率为

Q = begin{bmatrix}-lambda & lambda \ mu & -muend{bmatrix}

，试求解转移概率矩阵

p_t

。

这个就可以很好的利用C-K方程进行求解。利用C-K方程，我们有

begin{bmatrix}p_t'(1, 1) & p_t'(1, 2) \ p_t'(2, 1) & p_t'(2, 2)end{bmatrix} = begin{bmatrix}-lambda & lambda \ mu & - muend{bmatrix} begin{bmatrix}p_t(1, 1) & p_t(1, 2) \ p_t(2, 1) & p_t(2, 2)end{bmatrix}

利用常微分方程的求解方法，我们自然可以得到

p_t(1, 1) = frac mu {lambda mu} frac lambda {lambda mu} e^{- (lambda mu)t}

p_t(2, 1) = frac mu {lambda mu} - frac mu {lambda mu} e^{- (lambda mu)t}

p_t(1, 2) = 1 - p_t(1, 1)

p_t(2, 2) = 1 - p_t(2, 1)

这个是常微分方程中“高阶微分方程组”的内容，感兴趣的朋友可以去搜索它的求解方案。

好的，关于连续时间马尔科夫链，我们先说这么多。

小结

本节主要介绍了更新过程应用在排队论中的两个例子，并且介绍了

M/G/1

模型的PASTA性质。PASTA性质有些难理解，但还是希望读者可以多花些时间阅读。之后我们介绍了连续时间马尔科夫链，并介绍了利用跳跃速率矩阵来求解转移概率矩阵的公式和方法。事实上，连续时间马尔科夫链在排队论中的应用更多更丰富，我们会在之后慢慢展开。

definition time transition 队列

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随机过程（8）——更新过程在排队论的两个应用，PASTA，连续时间马尔科夫链引入

目录

排队论模型1：

其它量化的结果

排队论模型2：

PASTA性质

连续时间马尔科夫链

全新的转移概率：跳跃速率

Kolmogorov方程

小结