Файл: Медич Д. Статистически оптимальные линейные оценки и управление.pdf
ВУЗ: Не указан
Категория: Не указан
Дисциплина: Не указана
Добавлен: 11.04.2024
Просмотров: 271
Скачиваний: 1
|
Сглаживание |
с постоянным |
запаздыванием |
|
|
В качестве |
третьей и последней задачи оптималь |
||
ного сглаживания рассмотрим задачу оценки вида |
||||
x[k\k |
-\- N) — E[x |
(k)\z(l),... |
,z {k), |
z {k + 1 ) , . . . , z(k+N)], |
|
|
|
|
(6-3) |
где |
k = 0, 1, . .., |
a N — некоторое |
целое положительное |
число. Уравнение (6-3) описывает так называемое сгла живание с постоянным запаздыванием. Это название возникло в силу того, что здесь оценивается состояние системы в момент времени, запаздывающий на постоян ную величину N относительно времени последнего изме рения, т. е. 4+i\r—^fc = const>0 для всех k = 0, 1. . .
Этот вид оценки является естественным обобщением
понятия оптимальной текущей оценки x(k]k). При филь трации время, на которое требуется получить оценку со стояния, и время последнего измерения совпадают, т. е. оценка и измерение «перемещаются вместе». С другой стороны, оптимальное сглаживание с постоянным запа здыванием является противоположностью так называе мому оптимальному предсказанию с постоянным упреж дением:
|
x(.k + N\k) |
= <P(k~+N, |
k)x(k\k\ |
|
где k = 0, |
1 . . ., a M— положительное целое число. Здесь |
|||
время оптимальной |
оценки в с е г д а |
опережает время по |
||
следнего |
измерения |
на |
постоянную |
величину. |
Полезность исследования третьей задачи сглажива ния можно обосновать теми же соображениями, что и первые две задачи. Иными словами, такое сглаживание, по-видимому, должно быть точнее, чем предсказание или фильтрация:
В § 6-5 получен рекуррентный алгоритм оптимально го сглаживания с постоянным запаздыванием. Этот алго ритм можно использовать для сглаживания вновь по ступающих данных в задачах, допускающих запаздыва ние оценки относительно измерения. Например, рассмо
трим систему |
связи, в |
которой |
передаваемый |
сигнал |
|
есть выборочная |
функция |
случайного процесса, |
удовлет |
||
воряющего |
уравнению |
(5-14), а принимаемый |
сигнал |
||
о п и с ы в а е т с я |
у р а в н е н и е м |
(5-15) |
с о ш и б к о й и з м е р е н и е . |
В ы з ы в а е м о й а т м о с ф е р н ы м и и а н т е н н ы м и ш у м а м и . Ло-
235
гично для выделения передаваемого сигнала из прини маемого использовать алгоритм оптимальной фильтра ции. В принципе его можно реализовать параллельно с получением сигнала и рассчитывать текущую оценку передаваемой информации. С другой стороны, если до пустима постоянная задержка между моментом приема сигнала и его оценкой, то можно использовать алгоритм сглаживания с постоянным запаздыванием для расчета
оценки состояния вида x(k\k + N), которая, по-видимому,
«лучше», чем оценка x(k\k).
Вообще говоря, оптимальное сглаживание с постоян ным запаздыванием оказывается наиболее привлекатель ным в задачах связи и передачи телеметрической инфор мации, где аналогия с оптимальной фильтрацией оче видна.
6-2. О Д Н О - И Д В У Х Ш А Г О В О Е ОПТИМАЛЬНОЕ СГЛАЖИВАНИЕ
Одношаговое оптимальное сглаживание
Вначале получим алгоритм оптимального одношагового сглаживания x(k\k-\-\) при заданном k = 0, 1... Способ доказательства здесь в основном совпадает с доказа
тельством |
теоремы 5-5 для оптимальной фильтрации. |
|||||||||||||
|
Как и при доказательстве теоремы 5-5, выберем мно |
|||||||||||||
жество |
измерений вида {z(l), .. |
., |
z(k), |
z(k+l |
\ k)} |
с уче |
||||||||
том того, что |
из уравнений (5-54) |
и |
(5-55) |
следует |
соот |
|||||||||
ношение |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
z{k+\\k) |
= |
z(k+\) |
— z{k-\-\\k)==z(k+\) |
|
— |
||||||||
- |
Я {k - f 1)JC {k + |
1 I k) = |
H (k + |
1 ) x {k + |
1 I k) + V (k - f 1). |
|||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
(6-4) |
|
Из |
следствия |
5-1 |
в |
силу |
независимости |
z(k+l\k) |
|||||||
от |
множества |
измерений |
{г(1), |
.. ., |
z(k)} |
получаем: |
||||||||
|
x(k\k+l) |
|
= |
E\x{k)\z(l),...,z{k), |
|
|
|
z{k+l\k)] |
|
= |
||||
|
=;Е[x(k)Iz(1),...,z(k)} |
|
+ |
E[x(k)\z(k+l |
|
I k)\. |
||||||||
|
Первое |
слагаемое |
в |
правой части |
этого |
уравнения, |
||||||||
очевидно-, |
равно |
x(k\ |
k). |
Поскольку |
x(k) |
и z{k |
-\-l\k) |
236
имеют совместное гауссовское распределение с нулевым математическим ожиданием, второе слагаемое равно:
где |
|
|
xz |
г г |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Р |
_ = E[x{k)z' |
( £ + |
1 I k)}; |
|
|
|
|
|
|
X z |
|
|
|
|
|
|
P„„ |
= |
E[z(k+l |
|
I k)z'(k+ |
1 I k)]. |
|
|
|
г г |
|
|
|
|
|
|
|
Следовательно, |
|
|
|
|
|
|||
x (k |
I k + |
1) = * (k |
I A) -f- P ^PIÎJz ( Ä + 1 I |
fe). |
(6-5) |
|||
|
|
|
|
|
X z |
z z |
|
|
Теперь вычислим матрицу «передачи» размера |
nXtn, |
|||||||
входящую |
в уравнение |
(6-5). Используя уравнение |
(6-4), |
|||||
получаем: |
|
|
|
|
|
|
|
|
Р „ = |
E[x(k)x'(k |
+ |
]. I k)]H'(k+l) |
+ |
|
|||
|
|
|
+ |
E{x(k)ü'(k+1)}. |
|
|
Из уравнения (5-27) следует, что второе слагаемое равно нулю для всех к. Тогда, подставляя в это выра жение ошибку предсказания
|
|
x{k |
+ \\k)=<b{k |
+ \, k)x(k\k) |
+ |
|
|
||
|
|
|
|
+ Г ( £ + 1 , |
k)w(k) |
|
|
(6-6) |
|
и учитывая, |
что |
согласно уравнению (5-25) |
E[x(k)X |
||||||
Xш'(^)] = 0 для |
всех k, имеем: |
|
|
|
|||||
|
Р „ = |
E[x(k)x'(k |
I k)^'{k+l,k)H'(k+l). |
|
|
(6-7) |
|||
|
x г |
|
|
|
|
|
|
|
|
По |
определению |
ошибки фильтрации x(k) |
= x(k |
\ k) -f- |
|||||
-\-x(k |
I k). |
Но |
в |
силу |
уравнения (5-10) |
|
E[x{k |
| k) X |
|
y^x'{k |
I &)] = 0 |
и уравнение |
(6-7) принимает |
вид: |
|
||||
Р |
„ = E[x{k |
I k)~x'(k |
I £)]Ф'(/Ц-1,£)Я'(& + 1 ) = |
||||||
|
XZ |
= P(k |
\ k)Q>'(k-[-l,k)H'{k+l), |
|
|
(6-8) |
|||
|
|
|
|
||||||
где P(k\k)—корреляционная |
матрица |
ошибки |
опти |
||||||
мальной фильтрации. . |
|
|
|
|
|
237
Заметим, что попутно мы получили результат
|
£ { * ( £ ) Г ( * + і | £ ) ] = . Р Д О ) Ф ' ( £ + і , |
|
k), |
|
(6-9) |
||||||||
который |
в дальнейшей |
окажется |
весьма |
полезным. |
|||||||||
Напомним |
уравнение (5-59) : |
|
|
|
|
|
|
|
|||||
|
|
P~~ |
= E[z{k |
+ l I k)?(k+l |
I k)] |
= |
|
|
|||||
=H{k+\)P(k+l |
|
I k)H'(k+l) |
|
+ R{k |
+ l), |
|
(6-10) |
||||||
где P(k-\-\Ik) |
|
— корреляционная |
матрица |
ошибки |
опти |
||||||||
мального |
предсказания. |
|
|
|
|
|
|
|
|||||
Обозначая символом M{k\k-\-\) |
|
матрицу |
передачи |
||||||||||
сглаживающего фильтра Р „Р~1„, |
где два |
аргумента вре- |
|||||||||||
|
|
|
|
|
|
x г г г |
|
|
|
|
|
|
|
мени |
относятся |
соответственно |
к |
моментам |
времени |
||||||||
оценки и измерения, из уравнений |
(6-8) |
и |
(6-10) |
полу |
|||||||||
чаем: |
M(k\k-r-l)=P(k\k)0,(k+l, |
|
k)H'{k+\)X |
|
|||||||||
|
|
|
|||||||||||
|
X[H(k |
+ \)P{k + \\k)H'(k+\)+R{k+\)Y\ |
|
|
|
|
(6-11) |
||||||
Уравнение (6-5) теперь можно представить в виде |
|||||||||||||
x{k |
I k+l) |
|
= |
x{k |
I k) + M{k |
I k-\-i)[z{k+\) |
|
|
- |
||||
|
|
|
|
- Я ( 6 + 1)Ф(6 + |
l,k)x(k |
I k)\ |
|
(6-12) |
|||||
для |
k = |
0, 1 |
|
|
с |
начальным |
условием |
л:(0 | 0) = |
|||||
= *(0) = |
0. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Уравнение (6-12) представляет собой алгоритм опти мального сглаживания. Его структура совпадает со структурой фильтра Калмана. Этот результат не являет ся слишком неожиданным. Здесь корректирующий член (невязка, умноженная на матрицу передачи) прибав ляется к оптимальной текущей оценке, а не к оптималь ному предсказанию, как в фильтре Калмана. Матрица передачи M(k\k + l) разумеется, отличается от K(k + \ ) , Позднее будет показано, что в одной интерпретации уравнения (6-11) матрица /С(&+1) является сомножите лем в матрице M(k\k + \ ) .
Из |
уравнения |
(6-11) можно заметить, что в |
отличие |
|
от оптимального |
фильтра, |
где матрица |
передачи |
|
K(k-\-\) |
является |
функцией |
корреляционной |
матрицы |
23$.
оШибки предсказания или фильтрации [см. уравнений (5-49) и (5-78)], матрица M(k\k + \) не зависит от кор реляционной матрицы ошибки одношагового сглажива ния
P(k\k+\)=E[x(k\k+\)x'(k\k+\)l
|
Определение матрицы |
P(k\k+\) |
представляет |
со |
||
бой |
самостоятельную задачу. |
В настоящем |
параграфе |
|||
не |
выводится соотношение |
для |
P(k\k |
+ \ ) , |
так как |
оно |
является частным случаем более общих результатов, ко торые будут получены позднее.
Ясно, что входным сигналом сглаживающего фильтра для каждого k является оценка x(k | k). Это означает, что оптимальное одношаговое сглаживание не может быть реализовано без оптимальной фильтрации. Кроме того, для вычисления матрицы M(k\k + l), очевидно тре буется знание матриц P(k\k) и P(k + \\k), которые можно получить в результате решения задачи фильтра ции. Следовательно, оптимальный одношагозый сгла-
От оптимального фильтра
Х(к\к)
2<к+1\к) |
М(к\к+1) |
ф& |
У>х(к\к+і) |
От оптамального фильтра."
к=0,1,...
Рис. 6-1. Структурная схема оптимального одноша гового сглаживающего фильтра.
живающий фильтр |
существенно зависит |
от оптимально |
|
го фильтра. |
|
|
|
Структурная схема сглаживающего |
фильтра |
вида |
|
(6-12) показана на рис. 6-1. |
|
|
|
Для трех задач |
сглаживания, описанных в § |
6-1, |
уравнение (6-12) позволяет получить алгоритм сглажи вания:
1. |
Только в |
одной точке закрепленного интервала, |
|
т. е. |
только |
для |
&=>/Ѵ—1 уравнение описывает оценку |
x(N— |
l\N). |
|
|
239