ческие ожидания, приращения процесса и условную дисперсию с
ственно, определяются формулами
М(Аф) — йт (ОА;—О)
| 
к, @ о- пп па б 
—)Ф 
К2(@3 Ё) [ЪтМ Ф} —[Ъ О_АЁ__О_)_ 
А7-+0 
`
`с использованием уравнения (6). Для этого находим приращен
цесса, описываемого уравнением (6), за интервал А/
ёа
л9=—Ав(@, 04г + 49(0 т 
+ 
) 5(0а
И применяем к нему операцию взятия математического ожидани
‘ответствии с формулой (8).
Отсюда К, ==—Ав(0, ) +Атср(С2 #) (так как под знаком ин
стоит процесс с дельта-корреляцией и со средним, равным нулю —
шум).
Аналогично по формуле (9) находим:
К= М, А° $° (0, ©),
где Мо— интенсивность спектральной плотности белого шума.
Решение 
. нестационарного 
уравнения 
А. Н. Колмогорова 
сложно, оно возможно лишь для некоторого частного вида коэфф
тов К, и К, например, К|=а+6х, К,=соп5{ (кривая 
Гаусс
К, 
= — х, Ко=сх +а (кривые семейства Пирсона).
Рассмотрим несколько простых частных примеров. Пусть в 
нии (5) показатель степени равен единице л =1, тогда
К, = А0--т, К,= 
А? М, = соп&!,
откуда получим, интегрируя уравнёние методом Фурье [1],
| 
кО 
х 
А 
рг 
‘
-ва 
— 
К
д=е 
ЗАК 
| 
РЕ 
| 
_ _^
]с‹@э 
)= 
@ 
220 Сре 
рі/ЁАКЗ‚
где Н „— полином Эрмита. Указанная формула близка к распред
Грам-Шарлье, в пределе при /-+со она обращается в нормальну
вую. Другие частные случаи можно найти в работах [1, 5].
При л достаточно большом, практически больше трех (1>3)
чается кривая Пирсона 1 типа. Таким образом, становится возм
найти условную плотность вероятности расходов в любой 'момент
ни ё при заданном зНачении в какой-либо предыдущий момент вре
Следует отметить, что в общем случае для ЛЮбЫХ п вВОозМОожЖН
ко численное решение уравнения (7).
Постоянная Мо получается экспериментальным путем как ин
ность корреляционной функции процесса стокообразования