Файл: Пугачев, В. С. Основы статистической теории автоматических систем.pdf

ВУЗ: Не указан

Категория: Не указан

Дисциплина: Не указана

Добавлен: 16.10.2024

Просмотров: 204

Скачиваний: 1

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

8.5.Корреляционные функции систем

спараметрическими возмущениями

Для линейных систем с параметрическими и аддитивными воз­ мущениями в виде белых шумов, описываемых уравнением

Yt = t [aik (t) + Zlk {i)]Yk +

t bik(/) Nk (0,

(8.57)

k=i

k=i

 

можно вычислить вторые моменты и корреляционные функции вы­ ходных переменных [27], если известны весовые функции и корре­ ляционные моменты. Для установившегося режима стационарных систем можно также определить спектральные плотности выходных сигналов.

По определению, второй начальный момент связи /г-й и l-й пере­ менных

Tkl(t,

i') = M[Yk (i)Yl {t')] =

 

СО

со

 

 

 

 

= J (2п)

J

UkViUAy,

t\

y,t')dydy,

(8.58)

-СО

-00

 

 

 

 

где у — вектор переменных

системы,

а

через ijt обозначено значе­

ние l-й переменной в момент времени t'. Двумерную плотность ве­ роятности можно выразить через одномерную плотность вероятности

и условную плотность

вероятности:

 

h (у, t\ ~У, П = h (у, 0 f (У, Г Iу, t). ;

(8.59)

Подставляя это соотношение в формулу (8.58), получаем

 

 

00

со

 

г u (t,t')=

J

(п) J ijkh (у, о пц (у) dy,

( 8.60)

 

— СО

— со

 

где условное математическое ожидание l-й переменной

 

 

СО

00

 

Щ {у)= J (п) J Уif 6> v I У’ 0 dy-

(8 .6 1 )

Это условное математическое ожидание можно вычислить интегри­

рованием уравнений (8.39):

 

 

 

 

Р

= М1А,1

(8.62)

(/= 1 ,

2

....... п)

 

при начальном условии /пг-

(t)

=

ус.

 

Подставляя значение коэффициента сноса (8.25) в уравнение (8.62), получаем

 

 

 

z

т„

£ - 2

 

« < .+ ”* + - * ■ 2

Iqqp

L

 

 

p = i

<?=i

 

 

+

^

[~2- bpfijpq -f- biplllp

(8.63)

p, q=l

216


Решение данного уравнения можно выразить в интегральной форме

m t { t , у )

=

2

п

t'J gip

(* \ т)

X

 

 

X 1 bliqtfhq +

ft. p.17=1 1

 

 

 

 

bphtHu +

6^5 (t T)

tlq (t )

dx.

(8.64)

где 6W —■символ Кроиекера,

равный

единице при

одинаковых

индексах и нулю при различных индексах. Учитывая свойство 6 функции, получаем

п г

т, у) = 2

gip ф р (0 + 2

\ S ip it

t) X

р= 1

р. ft, q— 1 /

 

X

b,lqGzpuq bpHtnuj

dx.

(8.65)

Весовые функции в приведенных формулах вычисляют интегри­

рованием

уравнений

 

dgiP {t', т )

 

dt'

 

П

=

^ \^alh /?ifft + ~2 G%qh ghp {t , т ) + 8!p6 (t — t) (8.66)

 

ft , <7=1

при нулевых начальных условиях.

Подставим значение условного математического ожидания (8.65) в формулу для второго начального момента (8.60). В результате

получаем

 

 

 

 

 

Г« (t,

П = f

gu, it',

t) 0** (0 +

mk (() Ft (/', t),

(8.67)

 

/1=1

 

 

 

 

где введены обозначения

 

 

 

 

 

 

со

со

 

 

 

0ла( О =

J (п)

J УиУкЬ (У, t) dy;

(8.68)

F, it', t) =

2

i' ЯJ/.Р (*', t) [ 4

+ bpntnt] dx.

(8.69)

 

ft, p, q=l l

 

 

 

Проведенные рассуждения справедливы, если t' > t, так как условное математическое ожидание, вычисляемое по формуле (8.65), имеет смысл именно при этом условии. Аналогичные рассуждения можно провести, поменяв местами переменные в момент t и f в фор­ мулах (8.59), (8.60). В результате можно получить формулу для вто­ рого начального момента, в которой аргументы должны поменяться

217


местами. Таким образом, окончательное выражение для второго начального момента имеет вид

п

 

S

glh (l',t)Qhk(t)-\-m.k

t) i ' > i ,

Tkl( t ,n =

/t=l

(8.70)

 

п

 

 

/ 1 = 1

Рассмотрим установившийся режим. В этом случае 0hk = const, весовые функции зависят только от разности аргументов glk (/' — /), а функции Ft (Г, t) равны математическому ожиданию:

(О = Ft (/', — оо) ==

 

 

и

 

/'

 

 

 

 

->ZN

dx.

(8.71)

 

 

 

 

 

 

 

~lj-

 

 

 

 

 

 

 

 

bhqGphq -f- Ь p l,nil,

 

 

A, p, <7=1

—со

 

 

 

 

 

 

 

 

В результате

второй

начальный

момент

 

 

 

 

 

 

il

S7/i

— 0 0/i/i +

п1к (0 т1f

^

 

 

 

Г« (/,/')

=

/ 1=1

 

 

 

 

 

 

(8.72)

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

S

glh V — О 0/.Л+

(0 (0 * > *'■

 

 

 

 

 

/ 1=1

 

 

 

 

 

 

 

 

Очевидно, что оба случая можно объединить одной записью, если

математические ожидания постоянны и весовые функции

зависят

от

модуля разности

|т |

= | t t'

\:

 

 

 

 

 

 

Г«(тО=

! j

ёш (|т I)0ла“г >nkmi-

 

(8.73)

 

 

 

 

 

 

л=1

 

 

 

 

 

 

Для установившегося режима легко вычислить также корреля­

ционные

функции

 

 

 

 

к gin (М ) Dhkt

 

 

 

 

 

 

Кы (т) =

 

(8.74)

 

 

 

 

 

 

 

/1 = 1

 

 

 

 

где

Dhk =

0/,* — тктк.

 

 

 

 

 

 

Фурье

 

Спектральная плотность определяется преобразованием

псо

Sw(co)= 5

] D/ i * i

J ёГ//1(Iт I)е ,сот dx.

(8.75)

/ l =

l

— СО

 

8.6. Методы теории чувствительности

Представление автоматических систем как систем со случайными параметрами находит широкое применение при вероятностном иссле­ довании. Модель систем со случайными параметрами описывает разброс параметров, обусловленный случайными отклонениями тех­ нологических режимов в процессе производства, а также явлениями старения и износа в процессе эксплуатации.

218


Для вероятностного анализа систем со случайными параметрами можно использовать методы теории марковских случайных процес­ сов [26]. Однако эти методы очень сложны и не получили широкого распространения. В настоящее время для исследования эффективности автоматических систем со случайными параметрами в инженерной практике широко применяют методы теории чувствительности. Эти методы позволяют оценить влияние разброса параметров на критерии качества систем. Рассмотрим подход к решению задачи анализа, используемый в теории чувствительности [36].

Пусть автоматическая система содержит случайные параметры и на нее воздействуют случайные возмущения. Зафиксируем пара­ метры системы и вычислим моменты выходных переменных. Для этого в зависимости от вида системы (линейная, нелинейная, ста­ ционарная, нестационарная, дискретная непрерывная и т. п.) при­ меняют соответствующие методы, изложенные в гл. 2, 4, 6 и 8. В ре­ зультате вычислений получаем моменты выходных переменных при фиксированном значении параметров, т. е. условные моменты.

Условные моменты являются функциями параметров системы. Если известен явный вид зависимости условных моментов от пара­ метров, то, используя вероятностные характеристики параметров, нетрудно вычислить безусловные моменты выходных переменных. Однако получение явной функциональной зависимости моментов от параметров возможно только при анализе простейших автомати­ ческих систем. В подавляющем большинстве практических задач зависимость условных моментов от параметров может быть получена только при фиксированных значениях этих параметров.

В случае, когда требуется получить зависимость моментов от одного или двух параметров, можно применить способ перебора зна­ чений параметров, вычисляя моменты для отдельных значений па­ раметров. Используя вычисленные точки, строят графики функции моментов от параметров. По данным графикам рассчитывают без­ условные моменты осреднением по случайным параметрам. Описан­ ный прием широко используется в инженерной практике.

При анализе сложных автоматических систем число параметров обычно более двух, поэтому построение моментов как функций мно­ гих переменных путем перебора возможных значений параметров становится не наглядным н очень трудоемким. Возникает необхо­ димость построения достаточно простых аналитических выражений, аппроксимирующих зависимость условных моментов от параметров.

Для построения аппроксимирующих зависимостей моментов от параметров наибольшее применение находит способ разложения условных моментов в многомерный ряд Тэйлора по параметрам. Практическая реализация этого способа требует решения следующих вопросов: во-первых, сколько членов ряда учитывать, во-вторых, как рассчитать коэффициенты ряда и, в-третьих, как определить точку разложения в пространстве параметров.

При выборе числа членов разложения в ряд Тэйлора следует руководствоваться следующими соображениями. Правильно выбран­ ный критерий качества, характеризующий степень выполнения авто­

219


матической системой основного назначения, должен содержать в про­ странстве параметров экстремальную точку, т. е. существует зна­ чение вектора параметров, обеспечивающее экстремум критерия качества. Это значение вектора параметров определяется в процессе проектирования системы и реализуется в ее конструкции. Вслед­ ствие отклонения технологических режимов от расчетных значений вновь созданное устройство имеет разброс параметров относительно оптимальных значений. В процессе эксплуатации автоматических систем явления старения и износа приводят к увеличению разброса значений параметров. Отклонение параметров от оптимальных зна­ чений приводит к ухудшению качества работы системы, поскольку критерий качества по множеству систем становится случайным и его средняя величина уже не соответствует экстремальному зна­ чению.

Система остается работоспособной лишь при сравнительно не­ больших отклонениях параметров от расчетных значений. При боль­ ших отклонениях параметров система выходит из строя, поэтому вопрос о точности ее работы ставить в данном случае бессмысленно. Вопрос о точности работы автоматической системы возникает при небольших отклонениях параметров от оптимальных значений.

Таким образом, при рассмотрении вопроса о числе членов ряда Тэйлора необходимо принять во внимание факт наличия экстремаль­ ной точки в пространстве параметров и сравнительно небольшой разброс параметров относительно этой точки. Установлено, что

вряде Тэйлора достаточно ограничиться квадратичными членами.

Врезультате зависимость условных моментов от параметров аппро­ ксимируется поверхностью второго порядка. .Одновременно стано­ вится ясным, что за точку разложения целесообразно выбрать рас­ четные значения параметров, соответствующие экстремуму крите­

рия

качества.

Для вычисления частных производных от критерия качества

по

параметрам, представляющим собой коэффициенты разложения

в ряд Тэйлора, можно применить различные методы в зависимости от вида автоматической системы. Заметим, что для линейных систем коэффициенты разложения могут быть вычислены принципиально точно, тогда как для нелинейных систем их можно получить только приближенно.

В результате построения ряда Тэйлора по параметрам несложно вычислить безусловные моменты критерия качества. Проиллюстри­ руем, как это осуществляется на примере второго начального мо­ мента. Пусть условный второй начальный момент зависит от вектора параметров. Представим эту зависимость в виде ряда Тэйлора, ограничившись квадратичными членами

a(V)=a(m) +

2 В Д +

2

(8-76)

 

1=1

i, /=1

 

где а — второй начальный момент ошибки; т — вектор

математи­

ческого ожидания случайных

параметров, соответствующий опти­

220