Файл: Григоркина Р.Г. Прикладные методы корреляционного и спектрального анализа крупномасштабных океанологических процессов.pdf
ВУЗ: Не указан
Категория: Не указан
Дисциплина: Не указана
Добавлен: 29.06.2024
Просмотров: 213
Скачиваний: 1
существует некоторая линейная система, на входе которой дейст вуют два стационарных случайных процесса Хц и x%t, а на выхо де — один процесс yt. П у с т ь необходимо установить степень ли нейной зависимости между спектральными компонентами этих
процессов на |
некоторой |
фиксированной частоте со. Обозначим |
||||
спектральные |
компоненты |
исследуемых |
процессов |
соответствен |
||
но -Vi(co), х2 (со), |
у (со). Если поставленную |
задач у |
решать, оты |
|||
скивая обычные |
когерентности F22(a), |
F2y((a), |
F2y(a), |
не исклю |
чена возможность получения ложной информации о статистиче ских связях и в том случае, когда JCI(со) и х2 (со) будут высоко ко герентны, и в том случае, когда Xi(co) и х2 (со) некогерентны (Бендат, Пирсол , 1971).
Рассмотрим ситуацию первого типа: Xi(co) и Л'2(со) высоко' когерентны. Тогда Fz (со) может оказаться значительно завы
шенной по сравнению с истинной |
линейной связью межд у |
Xi(co) |
|||||||||||
и у (со). Высокие |
значения Ff |
(со) |
могут при этом |
быть |
о т р а ж е |
||||||||
нием |
только |
того |
факта, |
что |
х%(и>) высоко когерентна |
с Xi(co). |
|||||||
В действительности ж е |
межд у Xi(co) |
и у (со) может |
вообще не |
||||||||||
быть никакой физической связи. Если дл я такого случая |
|
рассчи |
|||||||||||
тать |
частную |
когерентность |
м е ж д у |
JCi(co) и у (со), |
она |
|
будет |
||||||
близка к нулю. Н о и |
обычная, и частная когерентности |
|
м е ж д у |
||||||||||
х2 (со) |
и у (со) |
д о л ж н ы |
быть близкими |
к единице. |
|
|
|
|
|
||||
Рассмотрим ситуацию второго типа: Xi(co) и |
х2 (со) |
|
некоге |
||||||||||
рентны и проходят через физически существующую |
линейнук> |
||||||||||||
систему, формируя на выходе у (со). Обычная когерентность |
м е ж |
||||||||||||
ду *i(co) и у (со) окажется в этом случае заниженной |
|
относи |
|||||||||||
тельно истинной когерентности, поскольку в спектральную |
ком |
||||||||||||
поненту процесса |
yt |
вносит |
свой |
вклад, помимо |
*i(co), |
|
т а к ж е |
||||||
х2 (со). Так как Xi(co) |
и х2 (со) |
некогерентны, этот |
в к л а д |
|
практи |
чески проявляется в виде шумовой компоненты в (/(со) на вы
ходе. П о д о б н а я ситуация будет иметь место |
и в том случае, |
если |
|
рассчитать обычную когерентность межд у |
^(со) и |
у (со). Тогд а |
|
шумовую компоненту в у (со) будет д а в а т ь |
Xi(co). |
Так как |
р а с |
сматриваемая система в действительности является линейной,
истинная связь между Xi(co) и |
у (со) или |
х2 (со) |
и |
у (со) |
д о л ж н а |
||||||
была бы оказаться линейной, a |
F2 |
(со) |
и |
F2 |
|
(со) |
д о л ж н ы |
были |
|||
бы быть близкими к единице. Однак о этого |
не произошло |
из - за |
|||||||||
присутствия шума либо в виде Xi(co), либо |
в |
виде |
Хг(со). |
Ч а с т |
|||||||
ная ж е когерентность м е ж д у хх (со) |
и у (со), при расчетах |
которой |
|||||||||
шум х2 (со) исключен, получится |
равной |
или |
близкой к |
единице.. |
|||||||
Близкой к единице д о л ж н а |
получиться |
и частная |
когерентность, |
||||||||
м е ж д у х2 (со) и у (со). |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Таким образом, частная когерентность выявит |
истинную л и |
||||||||||
нейную взаимосвязь xit, x2i |
и yt, |
д а ж е |
если |
она |
не выявляется |
||||||
по обычной когерентности и безотносительно |
к тому, |
я в л я ю т с я |
|||||||||
ли дв а входных процесса |
коррелированными |
или |
некоррелиро - |
94
ванными. Частную когерентность трех процессов F2.k .(а>) мож
но выразить через остаточные авто- и взаимные |
спектры |
следу |
|||
ющим |
образом: |
|
|
|
|
|
^ ( ш ) - ^ ( с о ) 5 й , , ( с о ) ' |
|
( 4 Л 5 ) |
||
причем |
0^.Fik,j(a) |
^ d . Аналогично (4.15) |
можно |
записать |
част |
ную когерентность |
F\.. (со), F\jh (со), F2.jh |
(со), ^ |
(со), F 2 . . (со). |
Таким образом, при исключении различных процессов i, /, k и пе ремене порядка вычисления получим шесть значений частной когерентности, причем функции F2k . (со) и F2U (со) и соответст венно другие пары являются комплексно сопряженными .
И з |
подобия |
(4.15) и |
(2.19) |
очевидно, что частная |
когерент |
|||
ность |
является |
спектральным |
отображением к в а д р а т а |
частного |
||||
коэффициента |
корреляции, о чем упоминалось |
выше. И з |
(4.15) |
|||||
видно т а к ж е , что в случае двух |
процессов частная |
когерентность |
||||||
является обычной когерентностью /*\ft(co). |
|
|
|
|
||||
Н а |
основании (4.15) |
можно дать следующее |
определение |
|||||
частной когерентности. |
Ч а с т н а я когерентность |
является |
мерой |
линейной статистической связи спектральных компонент оста точных процессов Aij и Akj на фиксированной частоте, когда эти процессы прогнозируются по j . Д р у г и м и словами, частную ко
герентность можно рассматривать ка к |
обычную когерентность |
|||||
двух |
остаточных |
процессов. Д л я |
остаточных процессов |
может |
||
быть найдена т а к ж е разность фаз |
|
|
|
|||
|
е . , ( с о ) = t s l f * A ; \ = - g ^ V - |
и л е ) |
||||
|
|
ReOift.j(co) |
СОгй.Дсо) |
|
||
где |
Qi/i.ji(co) — остаточный |
(частный) |
квадратурный |
спектр, |
||
Coih.j |
(со) — о с т а т о ч н ы й (частный) |
коспектр процессов i |
и k, из |
|||
которых исключен процесс /. |
|
|
|
|
||
Использование |
и трактовка |
F2h. |
(со) и |
вполне |
анало |
гичны интерпретации обычной когерентности и разности фаз . Обобщение функций частной когерентности на случай N процес сов хц на входе и yt на выходе м о ж н о дать в следующем виде:
F2 |
( Ш ) = . |
[ - W ^ c a ) ] 2 |
( |
1 7 ) |
|
В теории частного спектрального |
анализа часто т а к ж е |
опери |
|||
руют понятием |
комплексного |
частного коэффициента |
регрессии |
||
на частоте со,-, который представляет |
собой |
|
|
||
|
О22.ь(С0) |
|
О1 2 .з(С0) |
|
|
95
С м ы сл частного коэффициента регрессии состоит в следующем . Если спектральная компонента может быть моделирована в виде
Х1<(ш)=а2 (со)А-2г(со)+ 2 о3 (со) •x-j t(cu)+et(co), |
(4.19) |
(где — некоторый процесс, не зависящий от всех Хц), то Ri2.h((£>) будет практически оценкой, коэффициента регрессии а2 (со). В частном случае двух процессов Хц, хи коэффициент ре грессии принимает вид
#12 (со): |
•S12(co) |
•S22 |
(C0) |
(4.20) |
|
5г2(сй) |
5 I 2 (OJ) |
||||
|
|
Если при этом спектральная компонента -Vu(co) может быть мо делирована в ы р а ж е н и е м
(4,21)
причем i?i2 (со) =А (со) е'ф ( ( 0 ) , то действительная функция Л (со) на зывается усилением или амплитудным усилением х( « относитель но Хц, а ф(со) называется приращением фазы . Следует отметить то обстоятельство, что остаточные спектры — частная и обычная когерентность — имеют весьма важное значение при нахождении модулей и аргументов передаточных функций. Эти характери стики вполне определенным образом связаны с передаточными функциями, о чем пойдет речь в § 5. В § 2, гл. 2 упоминалось, что в з а д а ч а х исследования линейных систем с множеством про цессов на входе Хц И одним yt на выходе линейная статистиче ская связь процессов входа-выхода устанавливается путем оты скания коэффициентов множественной корреляции . Если в по добной линейной системе требуется на фиксированной частоте установить связь спектральных компонент Xi(a) процессов на входе и у (со) процесса на выходе, мерой такой линейной стати стической связи является функция множественной когерентности.
Пусть число процессов на входе будет £ = 1 , 2, 3, . . . , q; спект ральную матрицу с NXN членами дл я входных процессов мож но записать в виде
S\i |
S i 2 |
•Sf<7 |
S%\ |
S2 2 |
|
(4.22)
>o2 •>t?(j
Тогда функция множественной когерентности межд у xit и всеми другими процессами хц, хп . . . xgt и yt, исключая хц опреде лится выражением
96
|
^ |
> ) = |
l - [ S « ( c o ) - S < ( ( o ) ] - |
|
(4.23) |
||||
где 5' (со) — i - i i диагональный элемент |
матрицы, |
обратной |
(4.22). |
||||||
Если на входе |
системы |
действуют |
только |
два |
процесса |
хп |
и |
||
х-11, а на выходе один у и матрица |
Sxx(a) |
запишется |
|
|
|||||
|
|
|
|
s y l |
Syz |
|
|
|
|
|
|
|
|
Sn |
S12 |
|
|
(4.24) |
|
|
|
|
Sly |
|
S*>2 |
|
|
|
|
и функция множественной когерентности между |
A-I(CO), х2(ш) |
и |
|||||||
//(со) |
будет |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
/ r a i ^ ( t 0 ) = 1 - [ S w S 1 1 , J ~ 1 ' |
|
|
( 4 l 2 5 ) |
||||
где S l |
y y — п е р в ы й |
диагональный |
элемент |
матрицы, обратной |
(4.24). Функции множественной когерентности являются вещест венными в интервале от нуля до единицы
0 < ^ ( Ю ) < 1 .
Когда число процессов равно двум (один на входе системы, дру гой на выходе), функция множественной когерентности
Р2 |
/ , л |
[Sig(co)]3 |
с , , |
(4.26) |
|
F t 2 |
" И |
с / \ с / |
1 |
= П з ( с о ) . |
|
У Л |
|
О ц ( С 0 ) о 2 2 ( С 0 ) |
|
|
представляет собой обычную когерентность.
Выражени е дл я функции множественной когерентности мо
жет |
быть |
т а к ж е |
записано следующим |
образом: |
|
|
|
|||||
|
|
|
|
(ш) = |
1- |
5Ц.Р(СО) |
|
|
(4.27) |
|||
|
|
|
|
5 ц (со) |
|
|
||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
где |
Р |
— |
множество (2, 3, . . . т), |
5 ц . Р |
— частный спектр |
про |
||||||
цесса |
Хц, полученный после |
исключения |
из xit |
процессов |
х2и- |
|||||||
Хаи |
• |
• • , |
x m i . Из сравнения (4.26) |
и |
(2.26) |
видно, |
что |
функция |
||||
множественной |
когерентности |
является |
обобщением |
понятии |
к в а д р а т а множественного коэффициента корреляции. Помимо того, что функция множественной когерентности является мерой линейной статистической связи м е ж д у процессами при условиях,, оговоренных выше, она имеет и другое важно е назначение. Бли зость F2ip(a) к единице является признаком того, что а) система
процессов на входе-выходе является линейной системой с посто
янными параметрами; б) полученные оценки |
спектральной и |
||
взаимной |
спектральной |
плотности являются несмещенными; |
|
в) к а ж д ы й |
из входных |
процессов свободен от |
шума (посторон- |
7 Зак . 11821 |
qj |
ний шум не сказывается на выходном процессе); г) учтены все входные процессы, формирующие выходной процесс. Перечис ленные признаки являются одновременно условием для получе ния несмещенных оценок истинных частотных характеристик ли нейных динамических систем, о которых пойдет речь ниже.
§ 5. Статистическое описание линейных
динамических |
систем |
|
|
Теория случайных |
стационарных |
процессов |
позволяет ре |
шить практически в а ж н у ю задачу |
отыскания |
вероятностных |
|
характеристик реакции |
системы по известным характеристикам |
воздействий. Физическая природа динамической системы, осу ществляющей преобразование случайной функции внешнего воз
действия в |
случайную |
функцию |
реакции, с |
математической |
точки зрения |
не имеет |
значения. |
Представляет |
интерес лишь |
совокупность математических операций (оператор системы),
которая ставит в соответствие |
з а д а н н ы м |
функциям (внешние |
||||
воздействия — вход системы) |
другие |
функции |
(реакция |
систе |
||
м ы — выход) . Оператор |
системы является |
ее |
наиболее |
общей |
||
характеристикой и может |
быть |
з а д а н |
в виде уравнений, |
опреде |
л я ю щ и х физические процессы в элементах системы и связываю щих реакцию на выходе с входными возмущениями.
Исследование системы по ее входным и выходным сигналам представляет собой одну из задач известной проблемы «черно го ящика» . Понятие «черный ящик» обозначает некоторую си
стему, внутренняя |
структура которой неизвестна и недоступна |
|||
д л я исследователя. |
Изучение |
структуры и |
поведения |
системы |
проводится только |
на основе |
сопоставления |
сигналов |
на входе |
и выходе. Различные статистические, в том числе прогностиче ские задачи, в гидрометеорологии фактически являются задача ми «черного ящика» .
Например, многие исследователи настаивают на существен ной роли одиннадцатилетнего цикла солнечной активности в многолетней изменчивости гидрометеорологических процессов, в то время как механизм этой связи остается неизвестным. Изу чение связи различных гидрометеорологических процессов с по вторяемостью солнечных пятен, заданной хотя бы в виде чисел
Вольфа, |
представляет |
собой задачу |
«черного ящика» . |
В том |
случае, когда |
известна о б |
щ а я структура динамической |
системы, описываемая какой-либо математической моделью,
возникает з а д а ч а идентификации модели и реального |
процесса. |
Р а з р а б о т к о й методов идентификации с учетом реально |
действу |
ющих входных и выходных процессов занимается одно из на правлений технической кибернетики, называемое кибернетиче ской диагностикой (Гельфандбейн, 1967).
О к е а н |
можно рассматривать как |
некоторую |
динамическую |
систему, |
описываемую уравнениями |
движения, |
неразрывности, |
9 8