Файл: Медич Д. Статистически оптимальные линейные оценки и управление.pdf

ВУЗ: Не указан

Категория: Не указан

Дисциплина: Не указана

Добавлен: 11.04.2024

Просмотров: 238

Скачиваний: 1

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

где со0 =• у Y/Гд угловая скорость орбитального движения. Будет ли

такая система полностью наблюдаемой для схемы измерений, пред­ ложенной в задаче 2-8, где Я = | | 1 О О ОН? Будет ли она полностью управляемой? Какой физический смысл имеют два последних резуль­ тата?

2-14. В химическом процессе второго порядка два реагирующих вещества А и В образуют вещество С согласно химической реакции А+В—>-С. Скорость образования вещества. С определяется скаляр­ ным дифференциальным уравнением

 

 

 

 

 

 

c^ka{l)b(t)

для

і^О,

 

 

 

 

 

 

где

c(t)—количество

 

вещества

С; a(t)—количество

 

вещества

А;

b(t)—'Количество

вещества

В\

k— положительная

постоянная

ре­

акции.

 

 

 

 

 

 

вещества А

 

 

ао,

 

 

 

 

Если начальное

количество

равно

а

вещества

В — bo и если

ас единиц А реагирует с ßc единицами

В при образо­

вании ( a + ß ) c = c единиц С, где 0 < а < 1 ,

0 < ß < l ,

a + ß = l, то a(t) —

= ао—ас и b{t)=bo—ßc.

В этом

случае

реакция

описывается урав­

нением

 

 

 

 

c—k(a0—ас) (fro—ßc).

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

Из физических соображений следует, чго уравнение имеет смысл

тогда и только

тогда,

когда

величины с, а0 —ас и Ьа—ßc

неотрица­

тельны.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

а) В каком диапазоне значений с(0) уравнение системы имеет

физический смысл?

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

б) Для частной задачи оценки требуется определить постоянную

реакции

k, измеряя

во время

реакции c(t) при / ^ О . В

предположе­

нии,

что с(0), а0, bo, а

и ß известны точно, можно вычислить номи­

нальную

функцию

c{t)

для

номинального

значения

к.

Положить

c(t) —c(t) +Ас(г)

и

k — H+Ak

и вывести

линеаризованные

уравнения

системы, вектор

состояния которой состоит из Ас(і) и Д£. Предполо­

жить, что уравнение

измерения имеет вид z(l)

=c(t)

+v(t),

где v(t)

ошибка

измерения.

 

 

 

 

 

 

 

 

k

 

 

 

в) Решить

задачу

п. «б», полагая, что постоянная

известна

с достаточной

точностью, а о0 нет, т. е. для случая,

когда

роли па­

раметров k и а0

поменялись.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

2-15. Рассмотреть вертикальный полет ракеты массой т, изобра­

женный

на рис. 2-14. Предположить, что кг

ракету

действует сила

тяжести

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

£ =

(г„ + Л)2 '

где ц и Го — положительные

константы, и сила тяги и (вверх). Для

простоты предположить, что массу ракеты на рассматриваемом уча­ стке можно считать постоянной.

а) Получить линеаризованные уравнения ракеты для номиналь­ ных условий 7i(t), Ti(t) и й(і), считая все эти функции положитель­ ными.

б) Предполагая, что за ракетой «следят» во время вертикального полета, измеряя дальность г и угол места 0 с помощью станции траекторных измерений (РЛС), расположенной, как это показано на рисунке (/>0 — известное расстояние), получить линеаризованные

78


I

I

I

Л

9

i .

 

 

-zftt/ss/ AVAW y V w w M

г- I

Рис. 2-14. К задаче 2-15.

уравнения измерения. Предположить, что ошибки измерения аддитив­ ны, т. е.

т (0 + ѵг (0 !

 

; в (о+«в о

I

где Ur(0—ошибка измерения дальности, a fj(0 —ошибка измере­

ния угла места.

Г л а в а т р е т ь я

ЭЛЕМЕНТЫ ТЕОРИИ ВЕРОЯТНОСТЕЙ

В гл. 2 векторы измерения и возмущения дискрет­ ных и непрерывных линейных систем, так же как и век­ тор начального состояния, полагались детерминирован­ ными. В дальнейшем рассматривается вероятностное описание этих векторов. Такой способ описания вызы­ вается тем, что во многих физических системах ожидае­ мые начальные условия, возмущения и ошибки измере­ ния носят скорее вероятностный, чем детерминирован­ ный характер. Поэтому нашей ближайшей задачей является изучение тех аспектов теории вероятностей, которые впоследствии будут использованы для полезного и достаточно полного вероятностного описания поведе­ ния линейных систем.

В настоящей главе представлены основные понятия теории вероятностей, а в заключение подробно рассма­ тривается многомерное гауссовское или нормальное рас­ пределение, играющее в дальнейшем изложении цен­ тральную роль. Кроме того, особое внимание в главе обращено на понятие условного математического ожида­ ния в силу его важности для задач оценки и управления.

79


Предполагается, что читатель имеет некоторое пред­ варительное представление о теории вероятностей и эле­ ментарной теории множеств. Более чем достаточную подготовку могут дать, например, книги Феллера [Л. 3-1, 3-2], Гнеденко [Л. 3-3], Папулиса [Л. 3-4] и Парзена [Л. 3-5].

3-1. ОПРЕДЕЛЕНИЕ ВЕРОЯТНОСТИ И СЛУЧАЙНОЙ ВЕЛИЧИНЫ

Рассмотрим эксперимент, исход которого является неопределенным, например, бросание игральной кости или измерение шумового напряжения на выходе элек­ тронной цепи в некоторый определенный момент време­ ни. Множество всех возможных результатов такого экс­ перимента называют выборочным пространством экспе­ римента. Обозначим это множество через й, а его эле­ мент через со. Если й имеет конечное или счетное число элементов, оно называется дискретным выборочным про­ странством. В качестве примера можно привести выбо­ рочное пространство игры в рулетку.

Выборочное пространство может быть также несчет­ ным множеством, таким, например, как множество дей­ ствительных непрерывных функций, определенных на

интервале [0, 1]. В этом случае Q является

непрерыв­

ным выборочным пространством.

 

Событие определяется как некоторое подмножество

множества исходов эксперимента. Событие А

называет­

ся происходящим тогда и только тогда, когда наблю­

даемый исход эксперимента является элементом

А.

Теперь

предположим,

что

эксперимент

проводится

N раз и среди этих N испытаний

событие А

происходит

N(A)

раз. Тогда говорят,

что

вероятность

события А,

обозначаемая Р(А),

определяется соотношением

 

 

 

 

Р(Л) =

Ц

ш

^

 

(3-1)

в предположении,

что указаный

предел существует.

Так

как

0<^N(A)<^N,

то 0 < Р ( Л ) ^ 1 .

Кроме того,

заметим, что P(Çi)

= \ и Р(<р)=0, где <р — пустое

множе­

ство, т. е. множество, не содержащее ни одного исхода эксперимента.

Мы рассмотрели определение вероятности через ин­ туитивное понятие «относительной частоты появления

80


события». Однако интуитивная основа едва ли подходит для строгого изложения теории вероятностей. Поэтому современная теория опирается на определение вероят­ ности с помощью трех основных аксиом. Сформулируем

это

аксиоматическое

определение.

 

 

 

 

 

 

Пусть

Q — пространство

элементов

ш,

а

& — боре-

левское

поле

подмножеств Q, т. е. класс

 

подмножеств

АІ,

Аь

...,

 

An

таких,

что

 

 

 

 

 

 

 

 

 

а)

O S T ;

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

б)

если

 

Л С г ^ ,

то

и A*Ç^!F,

где

Л* — дополнение

А;

в)

если

 

Л„ Л2 ,

 

Л„,

 

 

то

"

faGf.

 

 

Из

п. «а»

и «б» следует,

что

ф о ^ " , так

как

=p =

ü*;

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

ОО

 

 

 

 

 

из

п. «б» и

«в»

следует,

что [)

А І ^ З ^ , поскольку

и

А ' <

 

 

оо

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

tel

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

tel

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

Кроме того, для A, Bç^fF, очевидно, справедливо со­

отношение

 

 

 

 

А-В

=

 

А(]В*^ЭГ.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

Теперь

пусть

Р(•)

— действительная скалярная функ­

ция,

определенная

на

 

множестве

событий

З 1 ' .

Говорят,

что

Р()

является

вероятностью

события

 

АС^

тогда

и только

 

тогда,

когда

она

удовлетворяет

следующим

трем

аксиомам:

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

1.

Р ( А )

> 0

для

всех А .

 

 

 

 

 

 

 

 

2.

P(Q)

= 1.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

3.

Для

 

любой

последовательности

событий Л,, Л2 , ...

Л„, ... из ¥ ,

такой,

что

Л » П ^ =

<р» i=£ j ,

выполня­

ется соотношение

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

Р

 

А І

) = % Р № .

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

Ч |

= 1

;

te.

 

попарно

несовме­

События в аксиоме 3 называются

стимыми.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

Формулировка

аксиом

согласуется

с

интуитивными

представлениями о вероятности. Приведем еще два ре­

зультата, также согласующихся с интуицией.

 

Во первых,

из АаВ

следует,

что Р(Л)<Р(В).

Что­

бы убедиться в

этом,

отметим,

что B = A\J(A*Ç\B)

и

Л (~)[{А* О B) =

f. Следовательно,^ события А и (Л* р) В)

6—85

 

 

 

81


несовместимы

и

из

аксиомы 3

следует,

что

7?(ß) —

= Р(Л) +

Р(Л* П В).

 

 

 

 

 

 

 

Однако

в

силу аксиомы 1, P(A*Ç}B)>0,

откуда сразу

получаем

требуемый

результат.

 

 

 

 

 

 

 

Во-вторых, полагая

B = ü

и

используя

аксиому

2,

получим P(A)^P(Çî)

=

1. В сочетании

с аксиомой 1 это

означает,

что

О^Р(А)<с;

1.

 

 

 

 

 

 

Говорят, что

тройка

(О, <F, Р)

определяет

вероятно­

стное пространство.

Очевидно,

У следует

выбирать

та­

ким

образом,

чтобы

выполнялись

три аксиомы,

и не

яс­

но,

можно

ли

считать !F произвольным.

Действительно,

можно показать, что имеются случаи, когда нельзя най­ ти вероятностное пространство, удовлетворяющее аксио­

ме 3, если

<F

представляет

собой класс всех

подмно­

жеств Q. В этом случае класс

¥

оказывается

слишком

широким. Поэтому естественно

выбирать в качестве У

более узкий класс подмножеств Q, включающий

рассма­

триваемые события и удовлетворяющий

условиям «а» —

«в», для которого можно найти

 

вероятностное простран­

ство, удовлетворяющее

трем

аксиомам.

 

 

Для целей данной книги достаточно считать Q мно­

жеством

точек

я-мерного

евклидова

пространства,

а У — к л а с с о м

подмножеств

Q вида

 

 

 

 

{ш : cos^a,

соей} *,

 

 

где со — произвольный

я-вектор;

с — я-вектор,

имеющий

определенное значение.

Если

с такими

подмножествами

провести операции объединения и пересечения, то ясно,

что подмножества

[а> : а^ы^Ь},

{со : a<co<: £>} и

{со:а<

<co<ô}, так же как и отдельные

точки вида со = а,

явля­

ются элементами

(здесь а

и

Ь — заданные

я-век-

торы).

 

 

 

 

Такой подход

можно обосновать

тем, что в физиче­

ских системах со случайными явлениями обычно встре­

чаются вероятности, связанные с

такими величинами,

как напряжения, силы, давления,

концентрации реаги­

рующих веществ, скорости и т. д. Например, можно ис«

следовать

вероятность

того, что

шумовое

напряжение

в

каждом

из

каналов

сложной

системы

связи лежит

в

некоторый

момент

времени

в заданных пределах.

 

* ш^а

означает cujü^a*

для і=1

п.

 

82