王丙参，魏艳华，张艺馨

（天水师范学院 数学与统计学院，甘肃 天水 741001）

Polya坛子模型是非常重要的概率模型：坛子中有b个黑球与r个红球，每次任取一球，将原球放回后再加入c个同色球和d个异色球，它具有重要的应用价值.[1-4]例如，由其衍生出的Polya分布是一种传染分布或称为概率传染分布，在气候统计中，Polya分布常用来拟合雾、雷暴等.记ξn为n次中抽到黑球的次数，董立华在d=0条件下探讨了的极限分布，[1]努尔买买提斯吉在c=0,d＞0条件下得出的极限是取值为0.5的退化分布.[3]很多学者对Polya坛子模型的理论分析都是限于特定条件下进行的，这是因为对一般Polya坛子模型进行理论研究非常困难，甚至无法得出解析结论.近几十年来，鞅论在诸如金融、保险和可靠性理论等实际问题中得到了广泛应用，是理论探讨的一种新方法.[5-6]另外，随机模拟方法是研究复杂系统的一种有效方法，常被比喻为“最后的方法”，因为它可解决其他数值方法难以或不能解决的问题.鉴于此，本文系统探讨了Polya坛子模型与常见分布的关系，以便读者更深入理解与运用常见分布，如超几何分布与Polya分布，利用鞅论与随机模拟方法研究了Polya坛子模型，得出一些有趣的结论，这对其它概率模型分析提供了思路与方法，最后给出了随机模拟的MATLAB代码供读者参考.

1 Polya坛子模型与常见分布的关系

设坛子中有b个黑球，r个红球，每次随机取出一个球，取出后将原球放回，再加入c个同色球和d个异色球.记Bn为第n次取出的是黑球，Rn为第n次取出的是红球.[7]若连续从坛子中取出三个球，其中两个红球、一个黑球，则有

显然，以上概率与黑球在第几次被抽取有关.Polya坛子模型因抽样结果与抽样过程有关而难于理论分析.下面在特殊情况下，探讨Polya坛子模型的各种变化.

（1）当c=-1，d=0时，前次抽取结果会影响后次抽取结果，但抽取黑球概率不依赖抽取次序，这也是抽奖、抓阄的理论依据，即不放回抽样.

（2）当c=0，d=0时，即为放回抽样，前次抽取结果不会影响后次抽取结果.

（3）当c＞0，d=0时，每次取出球后，会增加下次取到同色球的概率，即每次发现一个传染病患者，都会增加以后再传染的概率，称为传染病模型.

显然，利用对等性有：此结论也可用数学归纳法很容易证明.

（4）当c=0，d＞0时，称为安全模型，也称为Friedman罐子模型.即每当事故发生后，安全工作就该抓紧，下次再发生事故的概率就会减少；反之，则否.

当d=0时，假定进行n次抽样，令ξ表示n次中抽到黑球的次数，则

其中显然，这构成一概率分布，称为Polya分布.当c=-1时，Polya分布ξ就是在产品的质量控制中是常用的超几何分布.[1]

定理1当d=0时，令表示n次中抽到黑球的次数，则

证明 令表示第i次抽球中抽到黑球的个

数，则是同分布于B(1,p)而非独立的序列，显然， Eξi=np， Dξi=npq.于是，

当 i＜j时，

令如果对于保持常数，则Polya分布收敛于二项分布.如果并令采用数学归纳法很容易证明：[1]

其中，表示n次中抽到黑球等于k次的概率.该结论也可称为Polya分布ξ的负二项逼近.

现将Polya分布推广：如果一个离散型随机变量X的分布律为

其中 β,m＞0，则称X服从参数为 β,m的Polya分布.当r≥1时，令d=βm代表传染数量， β代表相对传染，则

由 于其中因此推广Polya分布的分布列可改写为：

进一步有，分布函数

母函数

矩母函数

特征函数

显然有：

即当时，Polya分布退化为泊松分布，因此Polya分布是泊松分布的连续修正.[2]

2 Polya坛子模型的鞅分析

定理2在Polya坛子模型中，当d=0时，令Mn表示第n次抽取后坛子中黑球的比例，则{Mn}是一致可积鞅存在，且

证明 令Xn表示第n次抽取后坛子中的黑球数，则是一个非齐次的马尔可夫链(MC)，其转移概率为

因为中对 Xn+1有影响的信息都包含在Xn中，所以

即{Mn}是一个鞅.又因为成立，所以{Mn}是一致可积鞅.

设0＜a1＜a2＜1，Mn＜a1且令

表示n次摸球后第一次比例从小于a1到超越a2的时刻.令Tm=min{T,m}，则对于m＞n，由停时定理可知但是

即因为上式对一切m＞n成立，于是有这说明至少以概率红球的比例永远不会超过a2.同样的讨论可知红球的比

例从超过a2到再一次回到a1的最大概率为我们可知从a1出发超过a2，再小于a1,…,an有n个循环的概率应为可见，比例不会在a1,a2之间无限次跳跃,由a1,a2的任意性可知存在，记为 M∞.

因为{Mn}是一致可积鞅，故

证毕.

设事件A出现的概率为θ，为估计θ做了n次独立观察，其中A出现的次数X服从b(n,θ)，即假如在试验前对事件A毫无所知，Bayes建议用均匀分布U(0,1)作为θ的先验分布.由贝叶斯公式可得θ的后验分布

这就是Be(x+1,n-x+1)分布.假如对坛子中的黑球的比例P一无所知，只能假定P服从U(0,1)（先验分布），而后验分布M∞是期望为的贝塔分布，进一步可得：M∞服从分布.特别当b=r=c=1,d=0时，M∞服从U(0,1)分布.相当于对坛子中的黑球的比例一无所知且没做试验.

3 随机模拟

对一般Polya坛子模型进行理论分析很困难，但可利用随机模拟方法对其仿真，进而从数值上探讨其性质.随机模拟方法提供了对复杂随机系统进行研究的一种思路，但在软件实现时，需要一定的技巧.随机模拟的编程实现是很多研究者的障碍之一，故下面给出Polya坛子模型的随机模拟程序供读者参考.

当b=6，,r=4，c=3，d=2，抽样次数n=10时，一共模拟m=100000次，MATLAB程序如下：clear all;c=3;d=2;n=10;m=10^5;%n:每次模拟的抽样次数，m:模拟次数

mp=m1./m %在n次抽样中黑球出现次数0到10的概率

m2=hist(bs,11);%利用hist命令统计黑球出现次数mp2=m2./m %当m较大时，mp2同mp

bnp=sum(bx)/m %第n次抽到黑球的概率

xb=[0:1:10];Eb=dot(xb,mp);Db=dot(xb.^2,mp)-Eb^2;

[Eb,Db] %由模拟分布列计算期望与方差

[mean(bs),var(bs)]%由模拟结果计算期望与方差

hist(bs) %模拟结果直方图

一次运行部分结果如下：

mp=0.0015； 0.0091； 0.0375； 0.0883； 0.1547；0.2065；0.2103；0.1614；0.0909；0.0334；0.0064 bnp=0.5261；ans=5.4840；3.1615

图1 10次抽样中黑球出现次数ξ的10000次模拟结果的直方图

这表明，当b=6，,r=4，c=3，d=2时，10次抽样中黑球出现次数ξ的分布列为

ξ取值012345678910概率0.00150.00910.03750.08830.15470.20650.21030.16140.09090.03340.0064

且5.4840，3.1615，第10次取出黑球的概率P(B10)=0.5216，100000次 ξ的观测值就是向量bs的取值，其直方图如图1所示.

上述结果很难通过理论分析求得，但通过随机模拟可得出数值解，非常有实际意义.

特别有，当b=6,r=4，c=3，d=0时，10次抽样中黑球出现次数ξ就是Polya分布，分布列的模拟结果如表1所示.计算Polya分布理论值的MATLAB程序如下：

end

lpb %Polya分布列的理论值

表1 Polya分布（b=6,r=4，c=3，n=10）的理论结果与模拟结果

第10次取出黑球的概率P(B10)的理论值为0.6，模拟值为0.5991，期望Eξ的理论值为6，模拟值为6.0030，方差 Dξ的理论值为7.3846，模拟值为7.4041.

由以上结果可知，模拟结果与真实值的误差较小，非常具有参考价值.随机模拟与理论分析的结果相互佐证，这也从侧面说明：模拟程序可行、准确，值得参考.如果需要考查Polya坛子模型的其它指标，只需对上述程序进行简单修改就可实现.

[1]董立华.波利亚(polya)分布[J].德州师专学报,1999,15(2):90-92.

[2]徐晓岭,王蓉华,顾苑培.Polya分布在气候统计中的应用[J].数理统计与管理,2008,27(2):215-226.

[3]努尔买买提斯吉,杨纪龙,米辉.关于罐子模型一个极限分布的注记[J].南京师范大学学报(工程技术版),2007,7(2):87-90.

[4]胡学平,姚劢.一个Pólya罐子模型的极限定理[J].安庆师范学院学报(自然科学版),2007,13(2):7-8.

[5]茆诗松,程依明,濮晓龙,编著.概率论与数理统计教程[M].北京:高等教育出版社,2004:40-45.

[6]王丙参,魏艳华,孙永辉.复合负二项风险模型的分布函数[J].统计与决策,2014,50(2):66-69.

[7]魏艳华,王丙参.蒙特卡洛积分及其改进[J].统计与决策,2017,53(12):71-73.

[8]张波,张景肖.应用随机过程[M].北京:清华大学出版社,2004:130-160.