Cтраница 2
Различные механизмы инжекции, обусловленные участием мелких ловушек, дают заметную структуру зависимости фото - ЭДС от интенсивности света в условиях разомкнутой цепи. [16]
Это свойство после необходимого обобщения может быть использовано для выделения графа структуры зависимостей в случае R ( / - распределений. [17]
В отличие от случая k 1 в общем случае k 1 граф структуры зависимостей зависит от выбора перестановки а и не определяется однозначно. [18]
Теорема 4.5. Для невырожденных нормальных R ( k) - распределений граф структуры зависимостей единствен с точностью до связей нулевого / г-веса. [19]
То, что некоторое множество К является ключом данной связи, есть определенное свойство структуры зависимостей, и, следовательно, оно должно сохраниться с течением времени при изменении состояния базы данных. Таким образом, описание возможных ключей есть задача анализа тех следствий, которые вытекают из постулированных для данной схемы функциональных зависимостей. [20]
Качественно подобная связь между расчетным углом атаки и изгибом профиля не вызывает сомнений, однако структура зависимости расчетного угла атаки от изгиба профиля требует дополнительного обоснования и уточнения. В этом случае некоторые результаты могут быть получены путем привлечения методов, основанных на использовании результатов теории обтекания решеток профилей идеальной жидкостью. [21]
Для представления в явном виде уравнений ( 1а) нужно узнать коэффициенты D и раскрыть структуру зависимости скорости поверхностной реакции от вектора концентраций. [22]
Тем не менее полезно обсудить некоторые понятия, используемые в этих алгоритмах, поскольку они проясняют структуру зависимостей, порожденную множеством MV-зависимостей. [23]
Для распределений с ДСЗ при выполнении дополнительного условия, справедливого для всех невырожденных нормальных распределений, графы структуры зависимостей определяются однозначно с точностью до связей, соответствующих независимым координатам. С другой стороны, для этих распределений по графу структуры зависимостей восстанавливается, хотя и неоднозначно, естественный порядок координат, фигурирующий в определении распределений с ДСЗ. [24]
Если известна корреляционная матрица невырожденного нормального вектора с ДСЗ, то по ней с помощью известного в теории графов алгоритма Крускала граф структуры зависимостей восстанавливается однозначно. Алгоритм Крускала, примененный к выборочной корреляционной матрице, оказывается состоятельным в асимптотике Колмогорова - г - Деева, специально рассчитанной на изучение ситуаций, когда число наблюдений вектора и его размерность суть величины одного порядка. [25]
Теорема 4.2. Пусть вектор X имеет ДСЗ, выполняются условия (4.8) и ( 4.8) и Gx и G2 - два различных графа структуры зависимостей X. GJ и G2 отличаются друг от друга только ребрами, соответствующими независимым координатам. Ввиду принципиальной важности этого результата изложим схему его доказательства. Оно проводится в несколько шагов. [26]
Для визуального представления зависимостей широко используются графы структуры зависимостей, в которых координаты вектора изображаются в виде вершин графа, а непосредственные связи между ними - в виде связывающих их ребер. Понятие древообразной структуры зависимостей между координатами случайного вектора возникает как обобщение понятия марковости для совокупности случайных величин, лишенных временной упорядоченности. [27]
Распределения с ДСЗ обобщают совместное распределение последовательных членов в дискретных цепях Маркова. Если двигаться вдоль ветвей графа-дерева структуры зависимостей, то последовательно проходимые вершины графа ( координаты вектора наблюдений) образуют цепь Маркова. [28]
Как установлено выше, граф G структуры зависимостей нормального вектора строго тяжелее любого дерева, построенного на тех же вершинах и отличающегося от G хотя бы одним ребром ненулевого веса. Поэтому задача нахождения G при известной корреляционной матрице R fij сводится к задаче отыскания среди деревьев, которые можно построить на вершинах V ( G) с весами, определяемыми W r, дерева наибольшего веса. [29]
Для распределений с ДСЗ при выполнении дополнительного условия, справедливого для всех невырожденных нормальных распределений, графы структуры зависимостей определяются однозначно с точностью до связей, соответствующих независимым координатам. С другой стороны, для этих распределений по графу структуры зависимостей восстанавливается, хотя и неоднозначно, естественный порядок координат, фигурирующий в определении распределений с ДСЗ. [30]