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

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

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

2АХ +

(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