METHODES NUMERIQUES PAR CHAÃNES DE MARKOV
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2.2. L’ÉCHANTILLONNEUR <strong>DE</strong> GIBBS 21<br />
Cadre requis pour l’Echantillonneur de Gibbs :<br />
(1) E = F n (ou esp. produit)<br />
(2) 8i 2 S, les lois ¼ i (: j x i ) sont connues<br />
2.2.1 Echantillonneur de Gibbs<br />
Considérons la suite de visites 1 7! 2 7! ¢ ¢¢ 7! (n ¡ 1) 7! n correspondant à un balayage<br />
de l’ensemble des sites S. Soit x = (x i ) une con…guration initiale, y = (y i ) une con…guration<br />
…nale. La transition P de l’échantillonneur de Gibbs pour ce balayage qui fait passer de x à y<br />
est dé…nie par :<br />
P(x; y) = Y<br />
¼ i (y i j y 1 ;y 2 ;¢¢ ¢ ; y i¡1 ;x i+1 ; x i+2 ;¢¢¢ ;x n )<br />
i=1;n<br />
Au i-ième pas de ce balayage, on relaxe la valeur x i au site i en y i suivant la loi conditionnelle<br />
¼ i (: j y 1 ;¢¢¢ ;y i¡1 ;x i+1 ;¢¢ ¢ ; x n ) : dans le conditionnement, les (i ¡ 1) premières valeurs x ont<br />
déjà été relaxées, alors que les (n ¡ i ¡ 1) dernières ne l’ont pas encore étées. Cet algorithme<br />
est séquentiel ou asynchrone. Il se distingue fondamentalement des algorithmes simultanés ou<br />
synchrones, ou parallèles que nous étudierons plus loin.<br />
Proposition 2.1 Supposons que ¼ > 0. Alors ¼ est invariante pour P et P > 0. Plus précisément,<br />
pour " = inf i;x ¼ i (x i j x i ), on a, pour tout x;y : P(x; y) ¸ ± = " n > 0. En particulier,<br />
pour toute loi initiale º, ºP k ! ¼ pour k ! 1.<br />
Preuve :<br />
Invariance de ¼ : pour montrer que ¼ est P-invariante, il su¢t de constater que P = Q i2S P i et<br />
que ¼ est P i -invariante, P i correspondant au i-ième pas du balayage. En e¤et, si deux transitions<br />
P et Q admettant ¼ comme loi invariante, la transition composée PQ admet également ¼ comme<br />
loi invariante puisque ¼(PQ) = (¼P)Q = ¼Q = ¼. Montrons donc que ¼ est invariante pour<br />
P i . P i fait passer d’un état u à un état v où seule la coordonnée i a été relaxée, cela avec la<br />
probabilité ¼ i (v i j u i );<br />
½<br />
¼i (v<br />
P i (u;v) = i j u i ) si u i = v i<br />
0 sinon<br />
A v …xé, seules les con…gurations u où u i = v i peuvent mener à v :<br />
X<br />
¼(u)P i (u;v) = X ¼(u i ; v i )¼ i (v i j v i ) = X ¼(v i ;v i )¼ i (u i j v i ) = ¼(v)<br />
u i u i<br />
u<br />
¼ est invariante pour P i .<br />
Régularité de P : pour chaque x, ¼(x) > 0. Donc, " = inf i2S;x2E ¼ i (x i j x i ) > 0 : pour tout<br />
x;y 2 E, P(x;y) ¸ ± = " n > 0. ¤<br />
Commentaires.<br />
(i) Il su¢t que ¼ soit connue à un facteur près pour construire P : si ¼(x) = ce(x), la<br />
probabilité conditionnelle ¼ i (: j :) ne dépend pas de c.<br />
(ii) P n’est pas ¼-réversible bien que chaque P i le soit (une composition de transitions ¼-<br />
réversibles n’est pas nécessairement ¼-réversible, cf. exercice 2.6).<br />
(iii) Tout autre balayage de S; ¾(1) 7! ¾(2) 7! ¢¢¢ 7! ¾(n) visitant tous les sites (¾ est alors<br />
une permutation de f1;2;¢¢¢ ;ng) donne le même résultat. Il est facile de voir qu’on obtient le<br />
même résultat d’ergodicité pour un balayage de longueur N, visitant tous les sites, certains sites<br />
pouvant être visités plusieurs fois.