ВУЗ: Не указан
Категория: Не указан
Дисциплина: Не указана
Добавлен: 09.04.2024
Просмотров: 326
Скачиваний: 15
624 ГЛ . І5. О П Р Е Д Е Л Е Н И Е О П ТИ М А Л ЬН Ы Х Н Е Л И Н Е Й Н Ы Х СИСТЕМ
Оптимальная система в данном случае может быть представле на в виде N линейных систем с общим входом, выходные пере менные которых подаются на входы нелинейного безынерционного устройства, вырабатывающего определенную функцию Хо
(рис. 15.2.1).
Так как метод предыдущего параграфа дает оптимальную систему только в случае, когда входной полезный сигнал <р (т, U)
Рис. 15.2.1.
может быть представлен в интервале наблюдения разложением
(15.1.16) по координатным функциям помехи |
X (т), то |
форму |
|
ла (15.2.9) определяет оператор |
оптимальной |
системы |
только |
в случае, когда все функции фі (т), |
. . ., ф^ (т) |
могут быть пред |
ставлены в интервале наблюдения разложениями по координат ным функциям помехи
оо
Ф г ( т ) = 2 Dvavrxv (x) |
(t — |
r = l, . . . , JV), (15.2.10) |
V—1 |
|
|
которые вытекают из (15.1.16), (15.2.1) и (15.2.5). Условия (15.1.16)
и(15.2.10) обычно всегда выполняются в задачах практики.
Пр и м е р 15.2.1. Найти оптимальную систему для экстраполяции полезного сигнала, представляющего собой линейную функцию времени, по критерию минимума вероятности того, что ошибка превзойдет по абсолютной величине данную величину а, если помеха X (г) независима от полезного сигнала, распределена нормально и имеет тождественно равное нулю мате матическое ожидание и корреляционную функцию
Кх (т, о) = кх (т — а) = De~a^ - aK |
(15.2.11) |
Начальное значение Uj сигнала в момент t — 0 и скорость его изменения U% являются нормально распределенными случайными величинами с математи ческими ожиданиями, равными нулю.
§ 15.2. СЛ У Ч А Й Л И Н Е Й Н О Й ЗАВИСИМ ОСТИ |
В Х О ДН О Й Ф У Н К Ц И И 625 |
В данном случае |
|
Z (т) = Ui + U2%+ X (т), W (0 = |
Ut + U2 (t + Д). |
Интегральные уравнения (15.2.3), определяющие весовые функции g(1>и g<2\ имеют вид (14.4.56). Эти уравнения были решены в примере 14.4.2. Их реше ние определяется формулами (14.4.57). Величины btl, bi2 и Ь22 для этого случая определяются формулами (14.4.58). Таким образом, для полного решения задачи остается найти минимум интеграла (15.2.7). Так как в дан ном случае функция потерь на основании изложенного в § 13.2 определяется формулой (15.1.40) и случайные величины І/ 4 и U2 распределены нормально, то интеграл (15.2.7) имеет вид
1 (%, Чі, і)2) = У Сі1^ 2~ - ^ j j ехР ^ Ді11! + T}2u2
1 |
I Ul+U2(l+A)-X 1>о |
-I |
1 |
— 2 (cii + &n) ul — (ci2 + &12) uiu2 — 2 (c22 + ^22) u\ / duidu2. (15.2.12)
Для нахождения минимума интеграла (15.2.12) можно применить обычный метод нахождения минимума функций. Для этого следует определить явно
пределы интегрирования и приравнять нулю производную полученного инте грала по величине у. Полученное в результате уравнение и определяет вели чину у.о как функцию t, т]і и т)2. Однако в данном случае минимум интеграла (15.2.12) можно паити значительно проще, пользуясь чисто вероятностными соображениями. А именно интеграл (15.2.12) пропорционален вероятности непопадания случайной точки (Ult U2) в полосу, определяемую неравен ствами (рис. 15.2.2)
—а < ut + и2 (t + Д) — у. < а |
(15.2.13) |
при нормальном законе рассеивания. Но эта вероятность имеет минимальное значение в случае, когда центр рассеивания лежит в середине полосы. Таким образом, значение у0 величины 7 , при котором интеграл (15.2.12) имеет минимальное значение, определяется условием, чтобы центр рассеивания лежал на прямой
«Ч + и2 (< + Д) — 7 о = 0. |
(15.2.14) |
Но центр рассеивания есть точка, в которой нормальная плотность вероят ности имеет максимум. Следовательно, для определения координат центра
40 Под ред. в. С. Пугачева
626 Г Л . 15. О П Р Е Д Е Л Е Н И Е О П ТИ М А Л ЬН Ы Х Н Е Л И Н Е Й Н Ы Х СИСТЕМ
рассеивания ц(, ц2 достаточно приравнять нулю частные производные показа теля степени в (15.2.12) по щ и и2 при щ — , и2 — Рг- В результате полу чим уравнения
(Сн + Ьц) Рі + (сі2+ Ьіг) Р2— Т)іі |
"l |
(15.2.15), |
|
(С іг + Ьіг) P l + (c 22 + &22) Р 2 = Т І2- |
* |
||
|
Решив эти уравнения и подставив полученные выражения в (15.2.14) вме
сто щ, и2, найдем величину |
/ 0: |
|
Хо = |
Мі + М2 (t + А). |
(15.2.16) |
Так как уравнения (15.2.15) линейны относительно ц, и ц2, то они определяют Рі и р2 как линейные комбинации величин %, т]2. Подставляя эти линейные комбинации в (15.2.16), получим %0 как линейную комбинацию т]і, т)2:
Хо = М і + Ѵ ь |
(15.2.17) |
Для определения величин Â, и ?.2 достаточно подставить в (15.2.17) выраже ния тц, т)2 из (15.2.15) и сравнить коэффициенты .при ц, и ц2 в полученном выражении и в выражении (15.2.16). Тогда получим следующие уравнения
для определения величин |
и |
Я2: |
|
|
(Сц + Ьц) А,і + |
(с12 + |
Ь12) %2 — 1, |
(15.2.18) |
|
|
|
|
|
|
(СІ2+ Ь«) |
“Ь (c22+ |
Ь2г) К г — t + |
А. |
|
Итак, функция %0 (t, тр, т]2) |
определяется в |
данном случае форму |
лой (15.2.17). Следовательно, выходной сигнал оптимальной системы согласно (15.2.9) определяется формулой
1
W*(t)= j lXl (t)g ^ ( t,x ) + X2(t)g^(t,T)]Z(T)dx. (15.2.19) t- T
Эта формула показывает, что оптимальная система в данном случае линейна и имеет весовую функцию
е (t, Т) = X, (г) (г, т) + Х2 (г) (t, т). (15.2.20)
Величины %і и %2 здесь зависят от времени t, вследствие того что коэффициен ты Ьп , Ь12, Ъ22 уравнений (15.2.18), определяемые формулами (14.4.58), и правая часть второго уравнения (15.2.18) являются функциями времени. Сравнивая полученные результаты с результатами примера 14.4.2, убеж даемся в том, что найденная оптимальная система совпадает с оптимальной линейной системой, найденной по критерию минимума средней квадратиче ской ошибки в примере 14.4.2. Таким образом, при нормальном законе рас пределения полезного сигнала и помехи оптимальная линейная система, найденная по критерию минимума средней квадратической ошибки в при мере 14.4.2, является в то же время наилучшей и с точки зрения обеспечения минимума вероятности ошибки, превосходящей по абсолютной величине данную величину а, среди всех возможных систем.
6 2 8 ГЛ . 15. О П Р Е Д Е Л Е Н И Е О П ТИ М А Л ЬН Ы Х Н Е Л И Н Е Й Н Ы Х СИСТЕМ
ожидание требуемого выходного сигнала W. Вычисление этого условного математического ожидания в каждом конкретном случае производится по формуле (15.3.4).
Если требуемый выходной сигнал W (t) является линейной функцией параметров Ult . . ., UN:
N
|
W(t) = ^ ( t t U ) = ' 2 U r b ( t ) , |
(15.3.6) |
|
|
|
r = i |
|
то |
формула (15.3.5) принимает |
вид |
|
|
N |
|
|
|
W* (*) = 2 М [Ur IZ] фг (<). |
(15.3.7) |
|
Но |
г=і |
|
|
величины |
|
|
|
|
U* = M[Ur\Z] |
(г = 1, . . N) |
(15.3.8) |
согласно той же формуле (15.3.5) представляют собой оптимальные оценки параметров Uu . . ., UN по критерию минимума средней квадратической ошибки. Следовательно, для нахождения оценки сигнала, представляющего собой линейную функцию параметров Uи . . ., U jv, по критерию минимума средней квадратической ошибки достаточно найти оценки U*, . . ., ^парам етров Uu . . .
. |
. ., UN и заменить |
этими оценками параметры Uu . . ., UN |
в |
выражении (15.3.6) |
требуемого выходного сигнала: |
|
|
N |
|
|
(15.3.9) |
|
|
г—1 |
Если и входная функция Z зависит линейно от параметров Ui, . . ., UN и априорное распределение этих параметров нор мально, то вследствие (15.2.2) и (15.2.4) формула (15.1.25) дает
нормальное апостериорное распределение |
параметров Uu . . . |
., UN, вследствие чего их апостериорные |
математические ожи |
дания в формуле (15.3.8) могут быть определены из условия
максимума апостериорной |
плотности |
вероятности |
параметров |
||
Uu . . ., |
U N: |
|
|
|
|
|
N |
|
t |
|
|
/,(n |Z )= x (Z )ex p { 2 |
цг |
j gir'(t,x)Z(r)dx — |
|
||
|
r= 1 |
t - T |
|
|
|
|
N |
|
N |
|
|
--- 2 |
b p q u p u q — Y |
2 |
C p q ( u P ~ m p ) |
(uq mq) | ! |
(15.3.10) |
|
p, g = l |
P, 9=1 |
|
|
где mu . . ., m N — априорные математические ожидания случай ных величин Uи . . UN соответственно.
Приравнивая нулю частные производные показателя степени в (15.3.10) по ии . . Ujv, получим следующую систему алгебраи