Файл: Липцер Р.Ш. Статистика случайных процессов. Нелинейная фильтрация и смежные вопросы.pdf
ВУЗ: Не указан
Категория: Не указан
Дисциплина: Не указана
Добавлен: 10.04.2024
Просмотров: 210
Скачиваний: 0
636 |
ПРИМЕНЕНИЕ |
К НЕКОТОРЫМ |
ЗАДАЧАМ УПРАВЛЕНИЯ |
[ГЛ. 16 |
|
Как и в (16.90), находим, что |
|
|
|
|
М [ Л0 (і, É) + |
Л, (t, ю m t f |
+ М [ѵИ? ( t . £)] < р - |
(16-116) |
Заметим теперь, что уравнение (16.115) эквивалентно инте гральному уравнению
Vt = |
У exp I 2 J a (s) ds — J ysЛ; (s>S) ds |
+ |
|
|
|
|
|
|||||
|
1 о+ |
J |
b2 |
(s) |
exp I 2 J a (u) du |
|
|
и |
|
du |
ds. |
|
|
|
о |
— J yuЛ2 ( , g) |
|
||||||||
Отсюда в |
силу неравенства Йенсена (Me |
11~^е |
Мі1) |
получаем |
||||||||
М [Ѳ, — m tf |
> у exp j 2 J |
a (s) ds — J Му,.Л2 (s, Q ds j + |
|
|
|
|||||||
|
|
|
|
l |
о |
о |
|
|
J |
|
|
|
|
t |
, |
|
t |
|
t |
|
|
1 |
|
|
|
+ |
J ft2 (s) exp j 2 j |
a (u) du — j" МуцЛ2 (и, |
|) du |
I ds, |
|
(16.117) |
||||||
|
о |
( |
|
s |
|
s |
|
|
) |
|
|
|
что вместе с неравенством Му^Л? (/, g) ^ Р, вытекающим из (16.116), дает для Му, оценку снизу:
|
|
t |
|
|
|
|
|
|
Му, ^ |
у ехр |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
t |
|
|
|
|
|
|
|
|
о |
62(s) exp |
|
|
ds. (16.118) |
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Укажем теперь кодирование (Ло, ЛІ), |
для которого в (16.118) |
|||||||
|
|
равенства. |
Поскольку по предположению у0 = |
|||||
достигается знак+ J |
|
0} = |
1 (теорема |
12.7) |
и, |
следовательно, |
||
= у > |
0, |
то Р {inf y^ > |
||||||
для всех |
t < т |
|
определены функции |
|
||||
t, 0 ^ - t ^ . T , |
|
|||||||
|
|
Л « . Г |
) |
|
( |
16-' 19> |
||
|
|
Al(t, Г) = - A , ( t , f f |
ml, |
|
(16.120) |
|||
где m- -= М (Ѳ, 1Г]'), V,' -= М[( в, - m]f 1Г |
а Г = ®), 0 < t < Т, |
638 ПРИМЕНЕНИЕ К НЕКОТОРЫМ ЗАДАЧАМ УПРАВЛЕНИЯ [ГЛ. 16
З а м е ч а н и е 1. Если в передаче по схеме (16.111) обрат ная связь не используется, то оптимальные кодирующие функ
ции |
Ä 0(t), |
Л, (t) задаются формулами |
|
|
|
|||||||||
|
|
|
|
л ® |
= Ѵ т |
к ' ' |
л°(/) = ~ |
л~ {і) Ш ( - |
|
|||||
При |
этом |
среднеквадратическая ошибка |
воспроизведения А (t) |
|||||||||||
находится |
из уравнения |
+ b2(t) - |
|
|
|
|
|
|||||||
|
|
|
А (t) = |
2а (t)A (t) |
-щ - Ä2 (t), А (0) = |
у. |
||||||||
|
Для сравнения величин А* (t) |
и А (/) рассмотрим следующий |
||||||||||||
|
При ме р 2. |
Пусть а(0 = |
— 1, |
b (t) = 1, у = |
, m — 0, т. е. |
|||||||||
пусть |
процесс |
Ѳ„ |
0, |
является |
стационарным |
гауссовским |
||||||||
марковским процессом с dB,— |
— Qt d t - \ - d W t |
и Ѳ0~./Ѵ(0, 1/2). |
||||||||||||
Тогда |
МѲ, = 0, |
D 0,= |
l/2 |
и |
A (t) = |
— 2Â (/) + |
1 — 2РД2(0, |
|||||||
А (0) = |
1/2. |
Отсюда нетрудно найти, что |
|
|
|
|||||||||
|
|
|
|
|
|
Ар = lim А (0 = |
|
+2рР-~-*. |
|
|
||||
|
|
|
|
|
|
*>оо |
|
|
|
|
|
|
|
|
В то же время согласно (16.128) |
|
|
|
|
||||||||||
|
|
|
|
А‘ (0 = 2ТТ + |
е - (2+р)' 1 |
1 |
] |
|
||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
2 |
2 + Р J ’ |
|
|
и, |
значит, |
Ар = |
lim А* (t) = |
*“Г |
- . |
Поэтому |
|
|
||||||
|
|
|
|
|
t |
->со |
|
н |
|
|
|
|
||
|
|
|
|
|
|
Л* _ |
|
|
|
2Р |
|
|
|
|
и, |
следовательно, |
Ар ~ (2 + Р)(КГ+2Р—О ’ |
|
|
||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Иначе говоря, при больших Р использование обратной связи дает ошибку воспроизведения существенно меньшую, нежели без использования обратной связи. При малых Р ошибки вос произведения в обоих случаях асимптотически (при t оо)
эквивалентны.
З а м е ч а н и е 2. |
Кодирование (Ло, Лі), |
найденное в тео |
||
реме 16.6, |
является |
также оптимальным в том смысле, что |
||
|
|
|
Ь(Ѳ> £*) — sup \t (Ѳ, I), |
(16.129) |
где sup |
берется, по всем допустимым линейным кодированиям, |
|||
а ІДѲ, I) |
определено в (16.64). Доказательство равенства |
|||
(16.129) |
проводится так же, как и в лемме |
16,7. |
Г Л А В А 17
ОЦЕНКА ПАРАМЕТРОВ И РАЗЛИЧЕНИЕ СТАТИСТИЧЕСКИХ ГИПОТЕЗ
ДЛЯ ПРОЦЕССОВ ДИФФУЗИОННОГО ТИПА
|
§ 1. Метод максимального правдоподобия |
|
||
|
для |
коэффициентов линейной регрессии |
|
|
1. |
Пусть I = |
(!*), |
— случайный процесс |
с |
|
|
h = |
2 а< (0 Ѳг + ть |
(17.1) |
|
|
|
t=1 |
|
где Ѳ==(Oj, |
Ѳ*)— вектор-столбец неизвестных параметров, |
|||
— оо < |
Ѳг < оо, |
і = \ , . .., |
N, а щ = {al (t), . . ., a v (t)) — извест |
ная вектор-функция с измеримыми детерминированными ком
понентами а/(/), |
і = |
1, |
N. |
Случайный |
процесс |
'П==(ф). |
||
— со < t <. оо, предполагается |
стационарным, |
Мг)0 = |
0, гауссов |
|||||
ским с дробно-рациональной спектральной плотностью |
|
|||||||
|
|
/(*) = |
Рп- 1(<Я) 2 |
|
|
(17.2) |
||
|
|
|
Qn(il) |
|
|
|||
|
|
|
|
|
|
|
||
п—І |
|
|
|
|
п |
|
|
|
где P„_,(z)= 2 M ', |
&„_! =7^=0, |
Q„(z) = 2 а/27, ил= 1 |
и корни |
|||||
/=о |
0 |
|
|
|
/—О |
|
|
|
уравнения Q„(z) = |
лежат в левой полуплоскости. |
оптималь |
||||||
Основываясь на |
выведенных |
ранее уравнениях |
ной фильтрации, найдем оценки максимального правдоподобия вектора Ѳ по результатам наблюдений == O ^ s ^ T j .
2.Будем предполагать, что у функций а;(7) существуют
производные gj(t), |
N, и |
|
|
|
т |
|
|
|
I g){t)dt < оо. |
|
(17.3) |
|
о |
|
|
Согласно теореме |
15.4 процесс т] = |
(гр), |
является |
компонентой «-мерного процесса (tjj(Ц, |
... ,т]„(/)), |
где r\t = (t), |