三角代数上一类局部非线性三重高阶可导映射

设U是一个2-无挠的三角代数,Ω={x∈U:x~2=0},■是U上一列映射(无可加性假设).用代数分解方法证明:若对任意的■,x,y,z∈U且xyz∈Ω,有■,则D是一个高阶导子.     

广义矩阵代数上一类非全局非线性三重高阶可导映射

设G是一个满足MN=0=NM的2-无挠的广义矩阵代数,Q={A∈G:A²=0},D={d_n}_n∈N是G上一列映射(没有可加性假设)。文章证明:若对任意n∈N,A,B,C∈G且ABC∈Q,有d_n(ABC)=∑_r+s+t=nd_r(A)d_s(B)d_t(C),则D是一个可加的高阶导子。作为应用,在三角代数上得到了相同的结论。     

三角代数上的零点Lie高阶可导映射

研究了三角代数上在零点Lie高阶可导映射的结构,证明了三角代数上的每一个零点Lie高阶可导映射可表示为高阶导子与中心值映射之和.     

三角代数上的一类局部可导非线性映射

设T=Tri(A,M,B)为三角代数,δ:T→T是一个映射(没有可加性的假设).利用代数分解的方法证明了:如果对任意的A,B∈T,且A与B至少有一个是幂等元,有δ(AB)=δ(A)B+Aδ(B),则δ是一个可加导子.并得到了上三角矩阵代数和套代数上此类局部可导非线性映射的具体形式.     

三角代数上Lie积为平方零元的非线性Jordan高阶可导映射

设U是一个 2-无挠的三角代数,D ={d_n}_n∈N是U上一个Lie积为平方零元的非线性Jordan高阶可导映射。证明了三角代数U上的每一个Lie积为平方零元的非线性Jordan高阶可导映射都是高阶导子。作为结论的应用,得到套代数或 2-无挠的上三角分块矩阵代数上的每一个Lie积为平方零元的非线性Jordan高阶可导映射都是高阶导子。     

三角代数上的一类非全局高阶可导非线性映射

设T=Tri(A,M,B)是三角代数,{δn}n∈N:T→T是一列映射(没有可加性的假设,其中δ0是恒等映射).若对任意的U,V∈T且U与V中至少有一个是幂等元,有δn(UV)=∑i+j=nδi(U)δj(V),则{δn}n∈N是T上可加的高阶导子.     

三角代数上Lie积为平方零元的非线性Jordan可导映射

设U=Tri(A, M, B )是特征不为 2 的三角代数, Q={u∈U:u²=0}且φ:U→U是一个映射(无可加或线性假设)。 证明了如果对任意a,b∈U且［a,b］∈Q, 有φ(ab)=φ(a)b+aφ(b), 则φ是一个可加导子, 其中［a,b］=ab-ba为Lie积, ab=ab+ba为Jordan积。     

三角代数上互逆元处的高阶ξ-Lie可导映射

设U=Tri(A,M,B )是含单位元1的三角代数,1_A、1_B分别是A和B的单位元。对任意的A∈A, B∈B分别存在整数k₁、k₂,使得k₁1_A-A, k₂1_B-B在三角代数中可逆。利用代数分解的方法,证明了如果{φ_n}_n∈N:U→U是一列线性映射满足对任意的U,V∈U且UV=VU=1,有φ_n(［U,V］_ξ)=∑_i+j=nφ_i(U)φ_j(V)-ξφ_i(V)φ_j(U)(ξ≠0,1),则{φ_n}_n∈N是U上的高阶导子,其中φ₀=id₀是恒等映射,［U,V］_ξ=UV-ξVU。     

三角代数上Lie积为平方零元的非线性三阶可导映射

对三角代数上Lie积为平方零元的非线性双可导映射进行推广,给出三导子和Lie积为平方零元的非线性三阶可导映射的定义,研究Lie积为平方零元的非线性三阶可导映射的三个性质,证明三角代数上Lie积为平方零元的非线性三阶可导映射也是一个三导子.     

三角代数上的Jordan零点高阶ξ-Lie可导映射

设U=Tri(A,M,B)是一个2-无扰的三角代数,{φn}n∈?是U上的一列线性映射.用代数分解方法证明:如果对任意n∈?,U,V∈U且U°V=0,有φn([U,V]ξ)=∑i+j=n[φi(U),φj(V)]ξ,ξ≠0,±1,则{φn}n∈?是一个高阶导子,其中[U,V]ξ=UV-ξVU为ξ-Lie积,U°V=UV...     

Rayleigh分布的随机比较

讨论服从 Rayleigh分布的随机变量的随机比较 ,给出 Rayleigh分布随机比较的充要条件 ,得到 Rayleigh分布的危险率序与逆危险率序之间的关系 .     

反失效率脆弱模型的若干性质

研究了反失效率脆弱模型的年龄性质,讨论了总体变量与脆弱变量之间的正似然比相依性,得到了总体变量关于脆弱变量在普通随机序、失效率序、反失效率序及似然比序下的封闭性.     

随机序及其随机序之间的关系

文章先介绍了几种主要的随机序,其中包括期望效用准则、随机占优、单调风险率条件、单调似然率条件和均值-方差准则,然后在此基础上研究了它们之间的关系。     

齐次Poisson冲击模型中元件寿命递增的条件

证明元件寿命在齐次 Poisson 冲击模型中依期望序、反向失效率序、反向平均剩余寿命序、增凹序、Laplace 变换序等增加的充分条件,是促使元件失效的随机冲击次数也依相应的随机序增加.     

成比例反向失效率混合模型中的随机比较

成比例反向失效率混合模型可表示为G（x）=E[-F（x）^θ],其中,G为总体变量y的分布函数,θ为随机比例参数,F为基本分布函数。研究了θ分布函数的不同选择所对应的成比例反向失效率混合模型之间的随机比较。证明了θ和y是正似然比相依的。     

分布函数间几种散布序的关系

设 F是分布函数 ,对 α∈ (0 ,1 ) ,记 X+F (α) =sup{ x:F(x) <α} ,X-F (α) =inf{ x:F(x) >α} ,XF(α) =(X+F (α) +X-F (α) ) /2 .本文给出了分布函数 F和 G之间的一种散布序 ,记作 d≤ ,F d≤ G 0 <α<β<1 ,XF(β) - XF(α)≤ XG(β) - XG(α) .在一定的条件下 ,讨论了几种散布序 d≤ ,disp≤ ,d*≤ 的等价关系     

未知的分布函数间散布程度的比较

用已定义的散布序比较了两个经验分布函数的散布程度，得到了比较两个未知的总体分布函数的散布程度的方法     

二维反向失效率和一类二维分布

介绍了二维反向失效率,引入一个新的度量来研究两个随机变量的相依性,考虑了反向失效率成比例时的二维分布函数情形,并且基于分布函数指数表达式得到了一类新的二维分布.     

利用TTT变换刻画年龄性质的程度

利用TTT变换度量元件在某一分位点处的平均服役年龄来刻画一些用来比较同一寿命分布类中年龄特征强弱的偏序．基于这一变换,提出一种新的偏序,用来比较不同分布之间平均服役年龄的长短,最后讨论了在检验年龄性质及其程度中的应用．