ВУЗ: Не указан
Категория: Не указан
Дисциплина: Не указана
Добавлен: 09.04.2024
Просмотров: 426
Скачиваний: 15
§ 8.f„ СТАТИСТИЧЕСКАЯ Л И Н Е А РИ ЗА Ц И Я |
325 |
что на входе звена действует сигнал вида (8.4.1). В этом случае |
ф*= 0, |
а для вычисления коэффициента q интеграл в формуле (8.4.6) должен быть
записан в виде
где первые два интеграла соответствуют ветви функции ф для случая воз растания sin і|), а вторые два интеграла соответствуют ветви кривой ф для
случая убывания sin ф, а фі = arcsin — . Вычислив интегралы получим
|
1= < |
па |
/ |
4- |
а2 |
при |
а |
d, |
(8.4.27) |
|
|
I |
О |
|
|
при |
а < сі. |
|
|||
Для коэффициента q' имеем |
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
фі |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
q' = |
I — ^ г cos ф <гф |
|
J I |
cos ф іф I -J- |
|
|
|
|||
|
|
|
ф і |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
З я |
|
|
|
|
|
Я + Ф і |
|
|
|
2 |
|
|
|
|
|
С (* |
|
|
|
|
|
|
||
|
+ ла 1 |
\ |
1СОЭф d\p-— |
j |
1cos ф <іф |
(8.4.28) |
||||
|
|
|
я |
|
|
|
|
я - И ч |
|
|
Отсюда |
получим |
|
2 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Ш |
|
|
|
j |
|
|
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
-( О |
ПРИ “ ><*’ |
|
(8.4.29) |
||||||
|
при |
а < d. |
|
|||||||
|
|
|
||||||||
§ 8.5. |
Статистическая |
линеаризация |
нелинейных характеристик |
Изложенный в § 8.3 способ линеаризации нелинейностей непри меним к нелинейным звеньям, имеющим характеристики с угло выми точками и разрывами (т. е. существенно нелинейные харак теристики). Такие функции не имеют в каждой точке производной и не могут быть разложены в ряд Тейлора. Однако в предыдущем параграфе мы видели, что при синусоидальном входном сигнале
§ 8.5. СТА ТИ СТИ ЧЕСКА Я Л И Н Е А РИ ЗА Ц И Я |
327 |
рис. 8.5.1, в кривая 1 показывает изменение выходного сигнала нелинейного звена при отсутствии на входе помехи, а кривая 2 — полный выходной сигнал при наличии на входе полезного сигнала и помехи. Пунктирной кривой 3 на рис. 8.5.1, в показано стати стическое среднее значение (математическое ожидание) выходного сигнала. Из этих рисунков видно, что при малом уровне флуктуа ций входного сигнала кривая 3 будет мало отклоняться от кри вой 1. При большом уровне флуктуаций входного сигнала среднее значение выходного сигнала будет близко к нулю, так как выход ной сигнал будет беспорядочно колебаться между крайними значе ниями. Следовательно, полезный сигнал практически не будет проходить через нелинейное звено. Иными словами, флуктуации подавляют полезный сигнал в нелинейном звене, уменьшают эффективный коэффициент усиления нелинейного звена. Чем выше уровень флуктуаций, тем сильнее подавляется полезный сигнал. При этом величина флуктуаций на выходе рассмотрен ного нелинейного звена также ограничивается.
Идея статистической линеаризации состоит в том, чтобы заменить истинную зависимость между входным и выходным сигналами нелинейного звена такой приближенной зависимостью, линейной относительно центрированного случайного входного сигнала, которая в основном учитывает рассмотренную физиче скую картину совместного прохождения полезного сигнала и слу чайной помехи через нелинейное звено. А именно статистически линеаризованная зависимость должна с достаточной точностью определять полезный сигнал и уровень флуктуаций на выходе нелинейного звена.
В результате статистической линеаризации зависимость меж ду входной и выходной переменными нелинейного звена
Г = Ф (X) |
(8.5.1) |
заменяется приближенной зависимостью |
вида |
U = фо + кіХ°. |
(8.5.2) |
Величина ф0 представляет собой выходной полезный сигнал нели нейного звена, зависимость которого от входного полезного сигна ла является статистической характеристикой нелинейного звена.
Коэффициент кі представляет собой статистический коэффициент усиления нелинейного звена по случайной составляющей.
Для нелинейных звеньев, имеющих нечетные характеристики, функция ср0 может быть представлена в форме
|
|
Фо = k0mx, |
(8.5.3) |
где |
k0 — статистический |
коэффициент |
усиления нелинейного |
звена |
по математическому |
ожиданию. |
|
328 |
ГЛ . 8. Х А РА К ТЕ РИ С ТИ К И Н Е Л И Н Е Й Н Ы Х СИСТЕМ |
Величина tp0 и статистические коэффициенты усиления нели нейного звена к0 и определяются из основного условия сохране ния величины полезного сигнала и уровня флуктуаций на выходе, нелинейного звена. Так как полезный сигнал представляет собой математическое ожидание, а уровень флуктуаций характеризуется дисперсией выходного сигнала, то величины ср0, к0, кі можно определить из условия равенства математического ожидания ти и дисперсии Dи случайной величины U, определяемой формулой (8.5.2), соответственно математическому ожиданию и дисперсии выходного сигнала Y нелинейного звена:
win — |
^ и |
(8.5.4) |
Так как случайная величина U представляет собой линейную функ цию случайной величины X, то на основании известных свойств математических ожиданий и дисперсий математическое ожидание и дисперсия случайной величины U определяются формулами
фо, Du==k^Dx' |
(8.5.5) |
На основании первой из этих формул первое условие (8.5.4) дает
Фо = ту. |
(8.5.6) |
Подставляя это значение ф0 в (8.5.3), находим коэффициент к0 для нечетной характеристики:
ту |
(8.5.7) |
*о= т х |
Подставляя выражение (8.5.5) дисперсии величины U во второе условие (8.5.4), находим коэффициент kt:
Zcj = і |
(8.5.8) |
где Оу = V^Dy, ox = y^Dx — средние квадратические отклонения выходного и входного сигналов нелинейного звена Y и X соот ветственно. Знак коэффициента kt определяется характером функ ции ф. Если функция ф (X) возрастает около точки х — тх, то следует взять /cj > 0 , а если функция ф (х) убывает, то следует взять кі < 0.
Условия (8.5.4) обеспечивают точный учет изменения нелиней ным звеном полезного сигнала и уровня флуктуаций. При этом, конечно, закон распределения выходного сигнала нелинейного звена при статистической линеаризации искажается. В этом отно шении метод статистической линеаризации вполне равноценен методу гармонической линеаризации, который обеспечивает пра вильный учет первой гармоники на выходе нелинейного звена, но искажает характер колебаний выходного сигнала.
§ 8.5. СТАТИСТИЧЕСКАЯ Л И Н Е А РИ ЗА Ц И Я |
329 |
Учитывая, что нелинейные звенья в автоматических системах работают совместно с линейными, для которых законы преобразо вания случайных сигналов определяются не столько их дисперсия ми, сколько корреляционными функциями, приходим к заключе нию, что можно допустить при статистической линеаризации некоторую ошибку в дисперсии выходного сигнала с целью лучше приблизить его корреляционную функцию.
На основании изложенных соображений возникает идея поло жить в основу метода статистической линеаризации другой прин цип, а именно принцип минимума средней квадратической ошибки от замены нелинейной зависимости (8.5.1) приближенной линей ной зависимостью (8.5.2):
г\ = М [(У — U)2] = min. |
(8.5.9) |
Подставляя сюда выражение для U из (8.5.2) и используя извест ные свойства математических ожиданий, получим следующее условие:
т]= М [У2] + ф1 + k\Dx - 2ф0ту- 2к,М [УХ°] = min. (8.5.10)
При известных пгу, М [У2], D x и М [УХ°] величина ц является функцией параметров ф0 и Aj. Приравнивая нулю частные произ водные этой функции по фо и А4, получим уравнения
фо — ту = 0, |
(8.5.11) |
k j ) x — М [УХ°] = 0. |
(8.5.12) |
Уравнение (8.5.11) дает для ф0 ранее полученную формулу (8.5.6). Решая уравнение (8.5.12), получаем следующую формулу для коэффициента Ар
к1= -^~ М [УХ°]. |
(8.5.13) |
Lf-x, |
|
Легко показать, что найденные выражения ф0 и кj действитель но обеспечивают минимум величины тр Для этого дадим величинам Фо и кі в выражении (8.5.10) приращения, равные со’ответственне и0 и щ. Тогда получим
г]= М [{У- фо - и0- (к! + Щ) X0}2] =
= М [(У — фо — АД0)2] + и~+ u\Dx +
+ 2u0 (фо— ту) +2щ (АД* —М [УХ0]). (8.5.14)
Если фо и At определяются уравнениями (8.5.11) и (8.5.12), те формула (8.5.14) принимает вид
т] = М [ ( У - ф о - АД0)2] + ul + u\Dx. |
(8.5.15) |
Отсюда видно, что ц принимает минимальное значение только при и0 = щ = 0, т. е. при фо и ки определяемых уравнениями (8.5.11)
и (8.5.12).