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: 203

Скачиваний: 0

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

654 ОЦЕНКА ПАРАМЕТРОВ И РАЗЛИЧЕНИЕ ГИПОТЕЗ [ГЛ. 17

Согласно теореме

7.19

меры

и

А^л

эквивалентны и

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

г

 

 

 

 

 

 

 

г

 

 

 

 

-du,ж^- (ifc) =

ехР { (Ѳ — А) JI) d l)

-

 

Ѳ- 2 J(^)2dt

 

 

 

 

 

 

 

 

I

 

 

 

о

 

 

 

 

 

 

 

о

 

 

 

Поэтому

 

 

J

I

 

 

 

Ѳj2J- А 2

 

 

|

 

 

j*J

 

|

 

 

Поскольку

 

а ^

.

 

 

а

 

=

17.53)

 

(Ѳ, а) =

Мѳ exp

 

%] dt

= М exp

 

(^)2 dt

 

 

 

.

 

 

т

 

 

 

 

 

т

 

 

 

 

 

т

ч

 

 

=

М exp

-

а

ф )2 dt +

(Ѳ-А)

I) dl)

-

 

 

 

 

 

(£))* dt

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

<Н----- =—

=

0,

 

 

 

 

 

 

 

 

(17.54)

то

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

Ь

(Ѳ. «) =

 

М exp

 

[Ѳ -

А] j

I) dl)

=

М exp { ^

 

f(^)2 -

Г| } =

 

 

 

 

 

 

 

 

 

=

exp (— = -^ Г) М exp {

 

 

( ^) 2 j .

Случайная

величина

I)

 

имеет

нормальное

 

распределение

ІѴ

( о ,

 

(а—2*-7 l

J)

j, и,

значит (леммаj

1 1 .6 ) ,

 

 

 

 

 

 

 

М « Ф І - ^ ( Г г )2

 

 

 

 

 

 

 

 

 

1/2

 

 

 

 

 

 

(Л -

0) {е2ХТ -

 

1) + 2А

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

3 месте с (17.53)

это приводит к

следующему

 

представлению:

 

 

 

 

 

 

 

я-ѳ

 

 

 

 

 

 

 

1/2

 

 

(17.55)

 

 

 

Фг(Ѳ,

а ) — е 2

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

(А -

Ѳ) (еш ' -

 

I) + 2А .

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

где согласно (17.54) А=Ѵ/ 2а + Ѳ2.

После

простых преобразо­

ваний из (17.55) получаем требуемое представление (17.52).

 

З а ме ч а н и е .

Если Ѳ=

0,

а = 1 /2 ,

 

то

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

т

 

л

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

1

Ф г(°,{

 

Мe x p { - j / r ? Ä j « p r ( 0 , i ) =

/

 

(

 

 

 

 

т

 

(Сс И Г

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

ет -\-е

 

/Ср. с примером из § 7 гл. 7.)

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

Завершим доказательство теоремы 17.3. Анализируя пред­

ставление (17.52),

находим,

что неравенства (17.50) выполнены

для любого

6 = 1 , 2,

...

Поэтому

формулы

(17.47)

и (17.48)

ледуют из представлений

 

(17.28), (17.29),

(17.51) и (17.52).


§ 3]

ГАУССОВСКИЙ МАРКОВСКИЙ

ПРОЦЕСС

 

655

3.

Т е о р е м а

17.4.

Оценка

максимального правдоподобия

Ör (É) сильно состоятельна,

т. е. для

каждого Ѳ,

о о < Ѳ <

о о , .

 

Рѳ {Нт ѲГ(І) =

Ѳ} =

1.

(17.56)

 

 

Т-*с

 

 

 

 

 

Д о к а з а т е л ь с т в о .

Из (17.49)

получаем

 

 

 

 

 

т

j =

^ ( 0 ,

1),

 

 

Мѳехр j — J f t d t

 

где

 

 

о

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

■Фг(Ѳ,

l) = expj ( - у -

1/2 + 62) Г IX

 

 

 

 

 

x ! ___________________ 2 V 2 + Ѳ2___________________ \ lß

 

{ (V& +

2 -

Ѳ) + (fW + ~2 +

Ѳ) exp ( -

2T рТ + ~ Р ) j

*

Поскольку lim i|)r ( Ѳ , 1) = 0, — о о <

Ѳ <

о о , то

 

 

 

7’ -> oo

 

 

 

 

 

 

 

 

P , ( l « * = “ ) = !■

( 1 7 . 5 7 )

Ясно,

что

 

 

IT lt dWt

 

 

 

 

 

 

(17.58)

 

 

Ѳр ( I ) — ѳ +

 

 

 

J « dt

Поэтому для доказательства (17.56) достаточно показать, что

 

 

I

It dWt

 

 

 

 

lim

 

 

=

1,

— о о < Ѳ < о о .

 

Г •*> ОО

J

e dt

 

 

 

Вытекает это из следующего общего утверждения.

Л е мм а

17.4. Пусть на

некотором вероятностном простран­

стве задан винеровский процесс W =

(Wt, &~t), t ^ O , и случай­

ный процесс

f —

@~t),

0 такой,

что

1) P^J f t d t < ooj = l,

0 < Т <

с»;

2) p [ Jf t d t = o o j = l.


656

 

ОЦЕНКА ПАРАМЕТРОВ

И РАЗЛИЧЕНИЕ ГИПОТЕЗ

[ГЛ. 17

Тогда

случайный процесс

z — (zs,

$ s),

О,

с zs =

J f t d W t,

$ s =

T %s,

где

ts — inf

j*fl

du — s^j

,

является винеровским

и с

вероятностью единица *)

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

dW„

 

 

 

 

(17.59)

 

 

 

 

lim

-2-

• =

0.

 

 

 

 

 

 

t->ОО

du

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

Д о к а з а т е л ь с т в о .

Если ft > 0

 

(Р-п.

н.)

для всех t > О,

то с вероятностью единица xs будет монотонно

возрастающей

непрерывной функцией от s. Отсюда следует,

что случайный

процесс 2^ =

ft dW t

также имеет (Р-п. и.)

непрерывные тра-

ектории.

о

 

 

 

то по свойствам

стохастических

Далее, если s2^ s t,

интегралов

 

 

 

 

 

 

 

 

 

Следовательно, процесс z = (zs, &s),

0, является

квадра­

тично

интегрируемым мартингалом со свойством (17.60). Зна­

чит,

по определению (§ 1 гл. 4) этот процесс является вине­

ровским.

 

 

 

t

 

 

*)

Под J /„ dWa подразумевается непрерывная модификация

стохасти*

 

о

 

 

ческого интеграла, существующая согласно (4.47) и обобщению этого свой­ ства для функций / G !РТ.



§ 31

ГАУССОВСКИЙ МАРКОВСКИЙ

ПРОЦЕСС

657

Если же

функция f t обращается в

нуль, то проверка мар-

тингальности и свойства (17.60) остается без изменений. По­ этому нужно лишь показать, что и в этом случае процесс

zs = J fu dWa имеет (Р-п. н.)

непрерывные траектории.

о

 

0, является монотонно неубывающим, и,

Процесс t s ,

его

следовательно,

разрывы

имеют вид скачков.

Разрывы же

процесса z s, s^ O ,

могут происходить только в моменты раз-

 

 

 

 

Т5+

рыва процесса

t s ,

s^ O . Пусть xs~ < xs+. Тогда

J f2u du — 0

и, следовательно,

 

 

 

 

Zs+ — Z,

= 0.

 

Это доказывает непрерывность (Р-п. н.) траекторий процесса zs,

0.

доказательству

свойства

(17.59). Обозначим

Перейдем к

 

J

t

 

 

 

 

 

іи d W u

 

 

 

 

о

 

 

 

 

 

 

т1/ = — 1-------

 

 

 

 

 

о

 

 

 

 

и введем моменты т5 = inf I

t:

\ f9u du — s

Поскольку

ts,

s ^ O , является

(

 

U

 

J

то

монотонно неубывающей

функцией от s,

для доказательства (17.59) достаточно установить, что с ве­ роятностью единица т)т ->0, s - > оо. Но для s > 0

**

J fudW„

xs

J f l du

о

и из закона повторного логарифма (1.38) следует, что с ве­

роятностью единица lim z j s — 0.

S-* оо

Лемма доказана.