Файл: Шмыголь С.С. Определение и прогнозирование движения центра масс летательного аппарата по результатам траекторных измерений.pdf

ВУЗ: Не указан

Категория: Не указан

Дисциплина: Не указана

Добавлен: 04.04.2024

Просмотров: 46

Скачиваний: 0

ВНИМАНИЕ! Если данный файл нарушает Ваши авторские права, то обязательно сообщите нам.

102

Если известно

CKO измерений

6 Г , то относительное от­

клонение

определяют по .формуле

 

 

 

 

^

=

е г

(235)

где г -

вычисляется по формуле

(234).

 

Относительные

отклонения

A r-L сравниваются

с предельными

значениями $ п= $ п ( п , р Л .

Если аномальных измерений не оказывается, о чем свидетель­ ствует выполнение условия | A rj « £ппри всех L = 1 , 2 , . . . , п , то все рассмотренные измерения могут быть оставлены для обра­

ботки. В случае необходимости

можно вместо

п

нормальных

измерений использовать одно среднее значение

v

= С0 , отне­

сенное к моменту времени t - = t

. В этом случае

говорят, что

выполнено сжатие информации. Есть и другие методы сжатия ин­ формации, но в рамках данного пособия они рассматриваться не

будут.

 

 

 

Если же среди п измерений окажутся

такие, что!А г.

I

k ,

то следует исключить то к -е измерение,

I *•

'Г?

относительное

откло­

нение которого по абсолютной величине окажется наибольшим из

всех л

отклонений.

 

После этого проверка на аномальность осуществляется по вы­

борке,

состоящей из п ' = п -

1 измерений. При этом могут быть

использованы формулы (234)

и (235), в которых все суммы по L

распадутся на две суммы: одна от 1 = 1 до L = к - } , другая -

от L = к + 1 до L - п .

 

 

Проверка информации на достоверность в процессе

 

определения

элементов траектории

Несмотря на исключение аномальных измерений на этапе пред­ варительной обработки,в процессе определения элементов траекто­ рии также необходимо проверять'измерительную информацию на до­ стоверность.

Если бы расчетные значения измеряемых параметров, получа­ емые нами в s -м приближении, г - с о в п а д а л и с их математи­ ческими ожиданиями, то случайные ошибки измерений можно было бы оценить по простой формуле


ю з

т у

r

. ( m )

 

L

Поскольку эти ошибки подчинены нормальному закону, то ве­

роятность того, что модуль случайной ошибки выйдет за пределы

Зб„., как

известно, не превышает величины

 

 

 

 

 

Я (| Аг-|

> 3 ( 5 Г . ) =

0 , 0 0 27.

 

 

 

 

Таким образом,

с вероятностью

(1 - р ) = 0,9973

достовер­

ными мояно

считать лишь те измерения, ошибки которых; не пре­

вышают 3 бг ..

 

 

 

 

 

 

 

Это справедливо при несмещенной оценке параметров. В на­

шем

случае

оценки

( r t-(m)j расчетных значений параметров могут

иметь существенное смещение вследствие того, что уравнения

движения интегрируются

с приближенными начальными условиями

 

определенными в

т -м приближении. В этом

случае сравне­

ние

Л г -I

с величинойЗб„.может привести к исключению значи-

тельной части достоверной информации.

 

 

 

 

Более правильно поэтому критерий достоверности записать

в

виде

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

fr _ Г (гп)

А. Р W

 

 

(236)

 

 

 

 

^ rL доп

 

 

 

где г . ^ -

расчетное значение измеряемых параметров в

т -м приб­

лижении.

 

 

 

.

(т)

 

 

_

 

 

 

в т

 

Допустимое отклонение опытного значения Аг

£?ол

приближении следует определять с учетом смещения расчетных зна­ чений измеренных параметров:

 

А г (m)

 

(т)

 

 

 

 

= 3 <Эр. + Д г (

 

 

 

 

L доп

 

I см

 

 

 

Вторым членом в правой части соотношения учитывается сме­

щенность расчетных значений измерений

за счет

наличия

ошибок в определяемых элементах траектории

.

 

 

Если бы последние были нам известны, то указанные

смеще­

ния можно было бы вычислить по формуле

 

 

 

 

 

JL

д г1

 

 

 

 

^ r L с м = £ — - Н I >

 

 

 

где d r i _

 

1=1

H i

 

 

 

- частные производные измеренных параметров по опре­

дск

 

 

 

 

 

 

деляемым элементам траектории.

 

 

 

Разделив абсолютную величину смещения

|Лг*4- СЛ7|

на

З е _ . ,

можно привести выражение для

А г- доп к виду

 

r L

 

 


 

 

 

104

 

 

 

 

 

A r i d o n = 3 ( 1i- \ i 0 6 :

 

(237)

 

 

 

 

 

 

A

 

I

 

 

где

Дг; см |

учитывает смещение расчетных значений изме­

 

З б т

 

 

 

 

 

ряемых параметров за счет неточности определения элементов

траектории 6 q t .

 

Qq^ неизвест­

 

Так как

в процессе решения задачи величины

ны, то их приближенно заменяют поправками A (fa

,

которые опре­

деляются при решении основной системы уравнений.

При выполне­

нии первого

приближения величины A q t еще неизвестны, поэто­

му можно для обработки оставить все измерения, подвергшиеся предварительной обработке. С уточнением элементов траектории

коэффициент

быстро уменьшается, стремясь к нулю.

Таким

образом, в процессе последовательных приближений

сначала исключаются наиболее грубые измерения, затем, по мере уточнения начальных условий, измерения, ошибки которых незна­ чительно превосходят предел (237).

§ 16. ОЦЕНКА ТОЧНОСТИ ОПРЕДЕЛЕНИЯ ЭЛЕМЕНТОВ ТРАЕКТОРИИ

В предыдущих параграфах были получены алгоритмы для опре­ деления элементов траектории q L ( 1 = 1 , 2 , . , . , п) по избыточным из­ мерениям с использованием уравнений движения ЛА. Ошибки траекторных измерений приводят к погрешностям в величине элементов q t . И если ошибки траекторных измерений носят случайный ха­ рактер, то определяемые элементы также являются случайными ве­

личинами и решение

задачи

по приведенным выше алгоритмам дает

нам в качестве

элементов

траектории их математические ожида­

ния

q t .

 

 

 

'

При достаточно малых ошибках измерений, что, как правило,

имеет

место на практике,

зависимость между ошибками определя­

емых элементов

6 q t

и ошибками измерений 6 г f

может быть ли-

ниеаризована и представлена в виде

 

 

 

 

M = M [ S r ] ,

(239)

где [бг]={б7’

 

 

вектор ошибок траекторных измерений;

[6qT]=j5g,,6<j2,...,6g\- вектор ошибок определяемых элементов траек­ тории.


105

Матрица [j] представляет собой матрицу частных производ­ ных от определяемых элементов по измеренным параметрам

Г

H i

H i . . .

Н п

 

d r ,

d r,

d r,

И =

 

 

(240)

j H i

d Q,z ш ш '

dq ,п

 

_

d r N

d r N

d r N

Алгоритм определения

ожидаемых значений элементов траекто­

рии опирается на определенные гипотезы относительно вероятно­ стных характеристик ошибок траекторных измерений. Так, в алго­ ритме, основанном на методе максимума правдоподобия (209), в качестве такой гипотезы, может быть использована корреляцион­

ная матрица ошибок измерений

или матрица, составленная

из коэффициентов корреляции

.

Наряду с такими гипотезами существует реальная статисти­

ческая картина

ошибок измерений, характеризующихся реальной

корреляционной

матрицей

. Используемые в алгоритме об­

работки измерений вероятностные характеристики в большинстве случаев лишь приближенно отражают эту фактическую картину оши- .

бок измерений.

Это объясняется,

с одной стороны,

тем, что ре­

альная корреляционная матрица

[к ,/]

почти всегда

неизвестна,

а

с другой - тем, что для обработки

измерений часто использу­

ются упрощенные

алгоритмы, и истинная траектория

ни в том ни

в

другом случае

нам, как правило, неизвестна. Так, например,

в большинстве-практически важных случаев целесообразно приме­ нять метод неименьших квадратов для определения элементов тра­ ектории по результатам траекторных измерений. Это относится даже к тем случаям, когда ошибки измерений оказываются сильно коррелированными. Опыт расчетов и специальные исследования по­ казывают, что возникающая при этом методическая ошибка в опре­ делении элементов q весьма незначительна. Несколько по-дру­ гому обстоит дело при оценке точности.

Оценка ошибок определения элементов траектории, характери­ зующих разброс элементов вокруг их ожидаемых значений, предъяв­ ляет более высокие требования к полноте сведений об ошибках из­ мерений.

Предположим, что в качестве вероятностной характеристики ошибок измерений нам известна реальная корреляционная матрица


106

Разброс элементов траектории относительно их ожидаемых зна­ чении Ц ь , как известно, в этом случае оценивается корреляци­ онной матрицей J . Вычисление этой матрицы при помощи матри­ цы (XJ и линейного соотношения (239) может быть проведено обычным в статистике методом

 

 

[ * * М Ф Ж -

(241)

Но матрица Щ

в нашем случае может быть выражена следую­

щим образом:

 

 

 

 

 

 

(242)

где матрицы

[в] и [А[ определяются соотношениями

(206) и ( 186)

соответственно.

 

 

Подставим выражение (242) с учетом (206)

в соотно­

шение (241),

получим

 

 

М

= И _ ’Н Г[ ^ Ш ' Г А ] 1 В ] "

(гад)

где [н 2 ~ корреляционная матрица ошибок 'измерений, используемая в качестве гипотезы об ошибках в алгоритме определения элемен­ тов траектории.

Если в алгоритме определения ожидаемых значений элементов траектории и в оценке ошибок этих элементов используется одна и та не гипотеза о статистических характеристиках ошибок из­

мерений

 

[ « г ] = [ « Р] ,

(244)

'О корреляционная матрица ошибок элементов траектории будет

определяться по простой формуле

 

Ы = М ‘ ’ Й ТЫ " М О Г ’= Р Г ’

<а 5 >

Это означает, что корреляционная матрица ошибок определе­ ния элементов траектории равна обратной матрице коэффициентов основной системы уравнений. Главная диагональ корреляционной матрицы [K«j] даст выражения для среднеквадратических ошибок элементов траектории

б а ~ V'K , I = U t , ■•. , п .

(246)

ч- l T- LI