Пред.
След.
Макеты страниц
Распознанный текст, спецсимволы и формулы могут содержать ошибки, поэтому с корректным вариантом рекомендуем ознакомиться на отсканированных изображениях учебника выше Также, советуем воспользоваться поиском по сайту, мы уверены, что вы сможете найти больше информации по нужной Вам тематике Рассмотрим последовательное измерение двух величин \( X, Y \), принимающих значения, соответстемой в состоянии \( S \). Совместная вероятность того, что исход первого измерения \( x \) попадает в множество \( A \), а исход второго \( y \) попадает в \( B \) (где \( A \subset \mathscr{X}, B \subset \mathscr{y} \) ) есть где \( \mu_{s}(A)=\mu_{s}(A ; \mathscr{y}) \) – вероятность того, что \( x \in A \), а \( \mu_{s}(B \mid A) \) соответствующая условная вероятность. Обозначим \( S_{A} \) состояние системы после первого измерения (оно зависит также от \( S \), но не зависит от \( B \) ). Тогда, согласно (2.1.4), где \( \mathbf{M} \) – разложение единицы, отвечающее величине \( Y \). Из (1.1), (1.2) видно, что функция множеств должна быть \( \sigma \)-аддитивна по \( A \). Это мотивирует следующее определение (Дэвис и Льюис, 1970). Пусть \( \mathscr{X} \) – множество с \( \sigma \)-алгеброй измеримых подмножеств \( \mathscr{B}(\mathscr{X}) \). Инструментом (в пространстве состояний) со значениями в \( \mathscr{X} \) называется функция множеств \( \mathscr{M} \), заданная на \( \mathscr{B}(\mathscr{X}) \) и удовлетворяющая условиям: где ряд сходится по норме \( \mathfrak{x}(\mathscr{H}) \). —————————————————————- тия, что исход измерения попадает в множество \( B \in \mathscr{B}(\mathscr{X}) \), равна а состояние доли статистического ансамбля, в которой зарегистрировано это событие, дается оператором плотности Переходя к сопряженным отображениям \( \mathfrak{P}(B)=\mathscr{M}(B)^{*} \), получаем формулировку в алгебре наблюдаемых: инструмент это функция множеств \( \mathscr{N} \) на \( \mathscr{B}(\mathscr{X}) \), такая что где ряд сходится \( w^{*} \)-слабо. такая, что Озава [135] показал, что для любого инструмента \( \mathscr{M} \) и любого состояния \( S \) существует семейство апостериорных состояний \( \left\{S_{x} ; x \in \mathscr{Z}\right\} \), т. е. операторов плотности \( S_{x} \), таких что: Оператор плотности \( S_{x} \) описывает состояние доли статистического ансамбля, в которой исход измерения равен \( x \), а величина \( \operatorname{Tr} S_{x} Y=\mathbf{E}_{s}(Y \mid x) \) есть aпостериорное среднее наблюдаемой \( Y \) при условии, что исход предыдущего измерения равен \( x \). Инструмент \( \mathscr{M} \) (или \( \mathscr{P} \) ) называется вполне положительным, если отображения \( \mathscr{P}(B) ; B \in \mathscr{B}(\mathscr{X}) \), вполне положительны. Пример 1. Пусть \( A=\sum_{t} x_{i} E_{i} \) – вещественная наблюдаемая с чисто точечным спектром. Соотношение определяет вполне положительный инструмент со значениями в \( \mathbf{R} \), соответствующий проекционному постулату фон Нейман, который описывает предельно точное измерение наблюдаемой \( A \). Распределение вероятностей в состоянии \( S \) есть а апостериорные состояния даются формулой Пример 2. Пусть \( A \) – вещественная наблюдаемая и \( p(x) \) – плотность распределения вероятностей на \( \mathbf{R} \), такая что Вполне положительный инструмент описывает неточное измерение наблюдаемой \( A \) со случайной ошибкой, распределенной с плотностью \( p(x) \). В самом деле где \( \mu_{s}{ }^{A} \) – распределение вероятностей наблюдаемой \( A \) в состоянии \( \mathcal{S} \). Апостериорные состояния суть Чем меньше \( \sigma^{2} \), т. е. чем ближе \( p(x) \) к \( \delta \)-функции, тем точнее измерение наблюдаемой \( A \). Для наблюдаемой \( A \) с чисто точечным спектром случай \( \sigma^{2}=0 \) соответствует примеру 1 ; для наблюдаемой с непрерывным спектром возникают принципиальные трудности, не позволяющие непосредственно обобщить проекционный постулат на этот случай (см. далее п. 1.3).
|
1 |
Оглавление
|