Файл: Скворцов, М. И. Теория и практика решения задач кораблевождения с учетом влияния систематических ошибок учебник.pdf
ВУЗ: Не указан
Категория: Не указан
Дисциплина: Не указана
Добавлен: 23.10.2024
Просмотров: 81
Скачиваний: 0
рых, обусловленных совместным влиянием случайных и /'-й систематической ошибок измерений, минимальны. Оты скание этих оценок и является решением проблемы обра ботки результатов измерений, отягощенных систематиче скими ошибками.
Способ С — обработка результатов измерений с уче том взаимной зависимости их ошибок, обусловленной влия нием остаточных систематических ошибок измерений. Это му способу посвящена обширная литература [48, гл. XV, § 6], [19], [32], [37], [41] и т. д. Так как он является частным случаем более общего способа D, рассмотренного ниже,
ограничимся |
лишь кратким |
его описанием. |
В" 'отличие |
от способа В, |
когда амплитуды поправок, |
вводимых в результаты измерении для компенсации систе матических ошибок, могут назначаться произвольно, при меняя способ С, исправление результатов измерений всеми учитываемыми поправками необходимо осуществлять с наибольшей возможной тщательностью. Как и в спосо бе А, в уравнения поправок в качестве неизвестных вклю чаются поправки к приближенным значениям только «ос новных» искомых величин. Но, поскольку остаточные си стематические ошибки являются взаимно коррелирован ными случайными величинами, составление системы нор мальных уравнений и оценивание корреляционной матри цы -вектора оценок искомых величин осуществляются с
учетом недиагональности |
матрицы |
Л'Д = М(ДАТ ) векто |
ра истинных остаточных |
ошибок |
измерений, обусловлен |
ной влиянием остаточных систематических ошибок. В ма
тричных |
выражениях алгоритм записывается формально |
так же, |
как при обработке измерений способом А (т. е. |
при классическом применении 'способа наименьших ква дратов):
X = (А'РАУ1 |
ATPL; |
(1.113) |
V = AX~L; |
|
(1.114) |
VTPV |
(1.115) |
|
п — т |
||
|
45
|
|
6 = Snp + X\ |
(1.116) |
|
|
7 c |
=*~*UATPA)- I |
(1.117) |
|
Чтобы |
применение |
способа |
стало возможным, |
матри |
ца /Сд должна быть |
известна |
хотя бы с точностью до по |
||
стоянного |
множителя. Б § 1.1 уже упоминалось, что суще |
|||
ствуют два пути ее оценивания. |
|
|
||
Первый |
путь — статистическое исследование |
остаточ |
ных ошибок измерений, непосредственно наблюденных в специально организованном эксперименте, с последующей экстраполяцией полученных результатов на все измере ния, которые предстоит выполнять в будущем. Ясно, что, поскольку условия измерений не остаются постоянными, изменяются систематические ошибки и поправки, которы
ми мы их компенсируем, |
оценка |
корреляционной матри |
||||||
цы Л"д , полученная этим |
путем, |
не может |
отличаться вы |
|||||
сокой |
точностью. |
|
|
|
|
|
||
Второй |
путь — косвенное |
оценивание |
корреляционной |
|||||
матрицы |
7(л t |
основанное |
на |
выражении |
(1.11). Но для |
|||
этого |
помимо |
корреляционной матрицы |
Ks |
оценивание |
которой, если она диагональна, может производиться по внутреннему согласию результатов измерений и затрудне ний не вызывает, должна быть известна корреляционная матрица /С2 вектора амплитуд остаточных систематических ошибок измерений. Как ее оценить? Ответа на этот вопрос способ С не дает.
Способ D |
— способ |
последовательного |
уточнения |
оце |
нок искомых |
величин. |
Выполнив любые |
измерения, |
мы |
всегда в первую очередь с наибольшей возможной тща тельностью (за исключением случаев, когда обработка на блюдений ведется способом В) поправляем показания при боров всеми учитываемыми поправками и лишь затем приступаем к дальнейшим вычислениям. Те измерения, из которых в свое время были найдены учитываемые теперь значения поправок, будем называть измерениями первой группы (§ 1.2), а амплитуды этих поправок — счислимыми значениями амплитуд. Вновь выполненные измерения бу дем считать измерениями второй группы, включим поправ ки к счислимым значениям амплитуд в число искомых ве личин и применим к их отысканию алгоритм последова тельного уточнения оценок искомых величин. В этом и
46
состоит |
суть способа |
D. |
При |
его применении |
уравнения |
|||
поправок |
второй |
группы |
(1.81) |
имеют тот же |
вид |
(1.95), |
||
что и в способе |
В, с тем лишь отличием, что теперь резуль |
|||||||
таты измерений должны исправляться поправками, |
кото |
|||||||
рые рассчитываются |
исходя |
не |
из произвольных, |
как в |
способе В, а из счнслимых значений их амплитуд. Эти урав нения дополняются столькими уравнениями (1.82), сколь ко амплитуд поправок включено в число искомых величин. Корреляционную матрицу /(j ошибок этих уравнений сле
дует |
полагать идентичной |
корреляционной матрице век |
|||
тора |
счислимых |
значений |
амплитуд, |
а |
корреляционную |
матрицу Кч, подставляемую в выражение |
(1.77),— равной |
||||
корреляционной |
матрице |
Кд вектора |
5 |
пост-остаточных |
ошибок измерений, не включенных в число искомых вели чин. Пример вычислений приведен в § 3.6.
Заметим, что если мы, воспользовавшись общим |
выра |
|
жением (1.14), поставим себе задачу |
найти такую |
матри |
цу G, чтобы дисперсии доставляемых |
линейным преобра |
зованием (1.12) оценок искомых величин были минималь ны, то придем к тем же нормальным уравнениям (1.122), к каким ведет алгоритм последовательного уточнения -оце нок искомых величин, т. е. способ D (учитывая сложность доказательства, мы его приводить не будем). Таким обра зом, способ D доставляет нам эффективные оценки иско мых величин, обладающие наименьшими дисперсиями по
'сравнению с дисперсиями любых иных оценок искомых ве личин.
Сравнение способа D со способами А, В, С приводит к следующим выводам.
1. Если последовательному уточнению подвергаются оценки не всех искомых величин, а только амплитуд по правок, вводимых в результаты измерений (полученные из предыдущих измерений оценки остальных искомых ве личин полагаются имеющими пренебрежимо малую точ ность), то при однократном применении способ D приво дит к тому же вектору kD = | оценок «основных»
искомых величин, что и способ С. Действительно, если об работка наблюдений ведется способом С, т. е. по системе формул (1.112) — (1.117), то в матричной записи система нормальных уравнении имеет вид
ATPAX = ATPL. |
(1.118) |
4.7
Пусть при обработке наблюдений способом D в число
искомых |
величин |
включены |
дополнительно |
оценки ' ^ , „ ^ 1 = = |
= — |
х т + г |
= — zr, ..., |
x m + s = — zs |
поправок к |
счислимым значениям амплитуд поправок, вводимых в ре
зультаты измерений для |
компенсации систематических |
|||
ошибок. |
Тогда |
уравнения |
поправок |
примут тот же вид |
(1.95), |
что и в |
способе |
В. Пусть, |
как и ранее, А2 есть |
матрица коэффициентов при неизвестных в этих уравне ниях, Kzc — корреляционная матрица вектора ошибок счислимых значений амплитуд поправок, включенных в |Число
искомых величин, Кь—корреляционная |
матрица |
вектора |
||
пост-остаточных ошибок |
измерений, >не включенных |
в число |
||
искомых величин. Будем |
пользоваться обозначениями |
|||
|
|
Р2 = |
„2Н-к, |
(1.119) |
7 |
( D |
|
||
|
|
"(1) |
|
Поскольку счислимые значения «основных» искомых величин полагаются имеющими пренебрежимо малую точ ность, т. е. бесконечно большие - дисперсии, корреляцион ную матрицу вектора fjB стелимых значений всех искомых величин можно записать в виде
|
|
|
|
оо |
0,„s |
|
(1.120) |
|
|
|
|
|
|
|
|||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Учитывая соотношения (3.27) и (1.119), |
|
выражения |
||||||
(1.75) — (1.78 |
) алгоритма |
последовательного |
уточнения |
|||||
оценок искомых |
величин |
примут вид |
|
|
||||
|
В, |
Omni |
|
|
В2 = А\Р2А2\ |
|
(1.121) |
|
|
|
Pi |
|
|
|
|||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
{B^B2)X2 |
|
= |
AIP2L. |
|
(1.122) |
|
Уравнение (1.122) с учетом обозначений |
(1.98) — |
|||||||
(1.101) и правила |
(3.16) умножения блочных |
матриц экви |
||||||
валентно системе |
нормальных |
|
уравнений |
|
|
|||
|
АГР2АХ |
— A*P2FXZ |
= Л Т Р 2 £ ; |
|
(1.123) |
|||
- F |
"Р2АХ + |
(F ?P2F + Я,) Х2 = |
FTP2L. |
|||||
4? |
|
|
|
|
|
|
|
|
Исключив искомый вектор Хг, получим уравнение
Л т [ Р 2 — P2F (F TP2F |
+ P\)~lF^Р2\ АХ — |
|
|
= Ат [P2-P2F(FrP2F |
+ Л ) - 1 FrP2] |
L. |
(1.124) |
Заметим, что в уравнении |
(1.118) символом Р |
обозна |
|
чена матрица, отыскиваемая |
из выражения |
(1.40); |
АГД — |
корреляционная матрица вектора Д истинных остаточных ошибок измерений. Учитывая соотношения (1.10), (1.11) и
(1.119), можно |
написать . |
|
|
|
|
|
|
|||
|
|
|
p-* |
= p^ |
+ FPrir\ |
|
|
|
(1.125) |
|
откуда |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
P2 = P + |
P2PFPT1FT; |
|
|
|
(1.126) |
||
|
|
P j F T P 2 |
= P{FTP |
+ |
FTP2PFFT; |
|
|
|
||
|
|
P1FTP2*=(P1+F1P2F)FTP; |
|
|
|
|
|
|||
|
( Л + FTP2F)~lFTP2 |
|
= P7lFTP. |
|
|
|
(1.127) |
|||
Из выражений |
(1.126) и (1.127) следует, |
что |
|
|||||||
|
P^—P2F |
(FTP2F |
+ Л ) " 1 /^Яа |
= |
|
|
||||
= |
Р + P2FPTlFTP |
— P2FPTlFTP |
= |
P. |
(1.128) |
|||||
Подставив |
выражение- (1.128) |
в (1.124), |
получим |
|||||||
|
|
|
|
A1 PAX |
= А^PL. |
|
|
|
(1.129) |
|
Мы пришли к выводу'об эквивалентности |
нормальных |
|||||||||
уравнений |
(1.118) и |
(1.124), а |
следовательно, и |
достав |
||||||
ляемых способами D и С оценок «основных» |
искомых ве |
|||||||||
личин. В частном случае, когда |
/г =||/;||пь |
причем все |
||||||||
/ч=1 (измерения |
полагаются отягощенными |
|
повторяющей |
|||||||
ся систематической ошибкой), уравнение (1.124) |
прини |
|||||||||
мает тот же вид, что и в |
предложенном |
|
В. Т. |
Кондра- |
||||||
шихиным методе |
наименьшей квадратичной |
формы [37]. |
||||||||
2. В общем случае применение способа D более пред |
||||||||||
почтительно |
по сравнению |
со способом С. |
|
|
|
Во-первых, способ D непосредственно доставляет оцен ки не только «основных» искомых величин, но и амплитуд поправок, которые должны вводиться в результаты по следующих измерений для компенсации систематических
' |
" |
49 |