WWW.DISSERS.RU

БЕСПЛАТНАЯ ЭЛЕКТРОННАЯ БИБЛИОТЕКА

   Добро пожаловать!

Pages:     | 1 |   ...   | 11 | 12 || 14 | 15 |   ...   | 19 |

Исходя из наличия априорной информации, при этом подходе различают несколько методов получения оценок [28]:

1. Если априорная информация о параметрах объекта и шума e(k) известна полностью, т. е. заданы плотности вероятности параметров объекта и вектора данных, включающего и помехи действующие на объект, то критерий оптимальности оценки формируется в виде условия минимума среднего риска:

l(,)f ( / y)d = min, (6.1) l(,) f ( / y) где - заданная функция потерь, - апостериорная плотность вероятности параметров объекта относительно результатов измерения выхода объекта.

Наиболее распространенными функциями риска (потерь) являются функции, изображенные на рис. 6.1.

x] const, x0,x0[ l(x) = 0,x[-x 0,x0] l(x) = x2 l(x) = |x| Рис. 6.2. Если отсутствуют априорные сведения о распределении параметров, но имеются сведения о законе распределения погрешностей e(k), то объекта используется метод максимального правдоподобия. Строится функция максимального правдоподобия L() = g(y / ), (6.2) которая совпадает по форме с условной плотностью совместного.

распределения результатов измерения при фиксировании параметра, В качестве оценки берется такое значение которое максимизирует функцию максимального правдоподобия (6.2).

Метод максимального правдоподобия является достаточно универсальным: он приводит к методу наименьших квадратов в предположении о нормальном распределении погрешности и к методу наименьших модулей – о законе распределения Лапласа.

Все перечисленные выше методы статистической обработки измерений обеспечивают при выполнении ряда априорных допущений о вероятностных характеристиках сигнала и помех оптимальность соответствующих алгоритмов оценивания в смысле неравенства Рао–Крамера [28]:

- ln g(y / ) gn (y / )dy, (6.3) g(y / ) где – условная плотность распределения.

Параметрический подход к проблеме идентификации оценивания затрудняет решение многих практических задач, поскольку зачастую нельзя точно говорить об определенном виде функций распределения сигнала и погрешностей. Показано [72], что классические статистические методы не обладают устойчивостью к отклонению характеристик исходных данных от предполагаемых. Это ведет в большинстве случаев к значительному снижению эффективности процедур обработки данных, а в конечном счете, к снижению точности характеристик измерительных систем и систем управления в целом.

Рассмотрим более подробно ситуацию несовпадения системы допущений о математической модели наблюдаемого процесса с его реальными характеристиками. Одним из наиболее распространенных допущений является предположение о нормальном характере распределения погрешностей измерений (воздействий внешней среды). Данное допущение основывается на ряде центральных предельных теорем. Кроме того, именно нормальное распределение обеспечивает максимальное значение шенноновской энтропии на множестве всех возможных распределений при условии постоянства значений дисперсии в процессе измерения [51]. Однако подобные допущения во многих случаях не являются достаточными, так как составляющие погрешности могут оказаться несоизмеримыми по величине, т. е. не выполняется условие Линдеберга, гарантирующее малость каждого слагаемого в сумме случайных величин по сравнению со всей суммой. Такая ситуация характерна при воздействии на полезный сигнал внешних импульсных помех [7].

Практические исследования подтверждают факт наличия помех с негауссовой плотностью распределения в информационных каналах систем [18,100].

Таким образом, можно утверждать, что в реальных ситуациях характер распределения погрешностей будет стремиться к нормальному, однако наличие аномальных погрешностей будет искажать вид нормального закона, вызывая асимметрию As 0, эксцесс Ex 0, «утяжеление» хвостов закона распределения.

Если существует несовпадение математической модели и реальных данных, которое возникает из-за неизбежной неполноты параметров, определяющих состояние контролируемой системы и погрешностей модельных e = - зависимостей, то ошибки оценок параметров всегда представляют собой суммы двух составляющих:

e = e + e, (6.4) e e где - ошибка, вызываемая отклонением от принятой модели; - соответствующая принятой модели.

В этом случае [39] при использовании алгоритмов обработки данных, e сходящихся к истинному значению, ошибка будет сходиться к нулю по e вероятности, а не моделируемая ошибка будет либо сходиться к некоторому, не равному нулю пределу, либо расходиться. Это приводит к тому, что при возрастании объема данных основную роль начинают играть не моделируемые ошибки, и, практически, оценка становится несостоятельной (рис. 6.2).

e e e e N Рис. 6.Выходом из ситуаций, описанных выше, является применение непараметрических или устойчивых (робастных) методов получения оценок.

Точность таких оценок ниже по сравнению с оптимальными параметрическими оценками, зато они, как правило, проще в реализации и надежнее, устойчивее параметрических. Это объясняется тем, что чем меньше априорной информации заложено в процедуру обработки измерений, тем слабее ухудшает качество результата ее недостоверность.

Среди основных методов получения робастных (устойчивых) оценок используются методы типа максимального правдоподобия (М-оценок) [18,81].

y = (y1, y2,...yn )T – последовательность независимых одинакового Пусть f (y - M ), где M – параметр распределения случайных величин с плотностью сдвига. Логарифм функции правдоподобия (6.2) можно записать так:

n n ln[L(M )]= [f (y - M )]= - (y - M ) ln i i i=1 l=. (6.5) Согласно методу максимального правдоподобия требуется максимизировать ln L(M), т. е. минимизировать величину n J(M ) = (y - M ) i i=. (6.6) Минимум можно найти путем дифференцирования и решения уравнения dJ(M ) = dM, (6.7) т.е. поиском соответствующего значения М, которое удовлетворяет условию n (y )= - M 0, i i=(6.8) где f (z) (z) = r (z) = f (z).

(6.9) Следовательно, в методе M-оценок функция (z) определяется так, чтобы оценка была защищена от присутствующей в результатах измерений небольшой (порядка 5–20%) доли выбросов. Кроме этого, необходимо, чтобы метод M-оценок обеспечивал высокую эффективность получаемых оценок, т. е.

когда распределение почти нормально, эффективность должна быть близкой к 100%. Используя строгое определение помехоустойчивости, был получен соответствующий вид функций [81]:

z, если z cs;

H (z) = (z), csign если z > cs, (6.10) где s – оценка стандартной ошибки наблюдений у; с - коэффициент (c = - 3).

Существует целый ряд эмпирических функций (z), наиболее распространенными из которых являются функция Эндрюса (рис. 6.3):

Рис. 6.sin(z/c), если z c;

(z) = A 0, если z > c и функция Тьюки (рис. 6.4):

Рис. 6.z z 2 2, (1- ) если z 1;

T (z) = 0, если z >1.

Соответствующая М-оценка, определяемая функциями (z) и (z), реализует условие минимакса выражения min max[(T )], T F где F - семейство распределений отличных от нормального, задаваемых (T ) - асимптотическая дисперсия; T - класс оценок.

IO - моделью (3.17);

6.2. Робастные методы идентификации Рассмотрим робастные (устойчивые к наличию априорной неопределенности) методы идентификации на примере авторегрессионых моделей (АР – моделей) и моделей авторегрессии – скользящего среднего (АРСС - моделей).

При наличии аномальных наблюдений y(k), обусловленных, например, AO – моделью (3.18) и IO - моделью (3.20), алгоритмы, основанные на непараметрических методах идентификации (п.5) малоэффективны, а параметрические методы идентификации (п.6), существенно снижают точность определения параметров исследуемого процесса, так как невязка e(k) = y(k) - T (k)(k - 1) (6.11) может быть велика по модулю, что приводит к возрастанию вклада помехи в формирование оценки вектора параметров.

В задачах определения параметров временных рядов, получаемых при (k) наблюдении за объектом исследования, вектор измерений формируется как последовательность (k) = [- y(k),- y(k - 1),... - y(k - d)], (6.12) т.е. непосредственно по отчетам процесса. Следовательно, ошибка в данных переходит в ошибку в параметрах. Введение взвешенных оценок (п.

6.6), при наличии аномальных помех приводит к смещению, или неустойчивости оценок [58].

Устойчивые по отношению к модели обновляющих выбросов алгоритмы оценивания получаются при минимизации функционала [81]:

N J (M ) = [y(k) - T (k)(k - 1)]- min k =, (6.13) (z) где выражение, стоящее под знаком суммы, функция минимального контраста (функция Хубера).

Дифференцирование функционала (6.13) по вектору и приравнивание полученной суммы к нулю дает новую систему уравнений:

N [y(k) - T (k)(k - 1)]T (k) k =, (6.14) (z) = (z) где - производная от функции минимального контраста.

Робастные оценки вида (6.14) имеют недостаток, заключающийся в том, что для итеративной минимизации суммы (6.14) в памяти ЭВМ необходимо хранить все данные y(k), k = 1, N.

Этот недостаток можно обойти за счет использования рекуррентных процедур оценивания типа стохастической аппроксимации [54].

При наличии аддитивных выбросов свойство эффективной помехоустойчивости у алгоритмов, использующих условие (6.14), не выполняется, так как, несмотря на то, что невязка e(k) ограничена, элементы (k) вектора могут содержать аномальные значения. В этом случае полученный алгоритм будет иметь конечное выборочное и асимптотическое смещение почти той же величины, что и классические алгоритмы, полученные с использованием метода наименьших квадратов [58, 63, 72].

В условиях воздействия как обновляющих, так и аддитивных выбросов, при создании устойчивых алгоритмов оценивания необходимо использовать подход [81], заключающийся во введении весовой функции W () для вектора (k) W (), такой, чтобы их произведение было бы ограниченным. Это аналогично преобразованию системы (6.14) в систему вида N [y(k)- T (k)(k - 1)] () = W k =. (6.15) Прежде чем перейти к синтезу алгоритма робастного рекуррентного оценивания параметров процесса, рассмотрим отдельно сомножители в (z) уравнении (6.15). Вычисление в (6.15) аналогично преобразованию значения процесса y(k) в значение y*(k), такое, что y* (k) = T (k)(k - 1) + [y(k) - T (k)(k -1)] = T (k)(k - 1) + [e(k)], (6.16) (k) при условии, что вектор к этому моменту был сформирован из отсчетов процесса не содержащих аномальных измерений. Таким образом, y(k), если e(k) ce;

y* (k) = T [e(k)], если e(k) > ce, (k)(k -1) + (6.17) (z) e где с – пороговое значение в функции Хубера ; - устойчивая оценка среднеквадратичного отклонения порождающего процесса {e(k)}.

Теперь, если циклически производить замену y(k) на y*(k), то вектор (k) по истечении d периодов будет состоять только из неискаженных или из скорректированных в соответствии с выражением (6.17) значений процесса.

Такая операция циклической замены при построении рекуррентного алгоритма W () робастного оценивания аналогична использованию весовой функции, (k) (k) ограничивающей величину вектора. Следовательно, вектор можно представить в виде * (k) = [-y* (k),-y* (k - 1),... - y* (k - d)], (6.18) и система уравнений (2.15) перепишется как N [y*(k) - T (k)(k - 1)]* (k) = k =. (6.19) [e(k)] в выражении (6.19) аналогично Заметим, что вычисление c[y(k)], но смещенной относительно начала координат вычислению функции *T (k)(k - 1):

на величину прогноза y(k), если y(k)[T (k)(k - 1) - ce, T (k)(k - 1) + ce], c[y(k)] = T (k)(k - 1) + ce sign[y(k) - T (k)(k - 1)], если y(k) [T (k)(k - 1) - ce, T (k)(k - 1) + ce].

(6.20) Таким образом, из выражения (6.20) следует, что систему (6.19) можно переписать в виде N N T [y(k)]*T (k) = (k - 1)* (k)*T (k) c k =1 k =. (6.21) Задавая матрицу N - * PN1 = (k)*T (k), k = (6.22) и используя подход [58], определим выражение для рекуррентного оценивания вектора параметров (k - 1).

N -PN1(N)(N) = [y(k)]* (k) + c[y(N)]* (N) = c k =N -1 * = (k)*T (k)(N - 1) + c[y(N)]* (N) = k =N -1 * = (k)*T (k)(N - 1) - * (N)*T (N)(N - 1) + c[y(k)]* (N) = k == PN1(N)(N - 1) + * (N)[c[ y(k)] - *T (N)(N - 1)]. (6.23) с (z), Умножая уравнение (6.23) слева на P(N) и вновь центрируя получим:

(N) = (N - 1) + PN * (N)[y(N) - *T (N)(N - 1)]. (6.24) Далее, используя выражение (6.22), запишем:

- PN1 = PN1 + * (N)*T (N) -, (6.25) умножая (6.25) справа на PN-1 и слева на PN получим:

PN -1 = PN + PN * (N)*T (N)PN -1.

(6.26) Откуда -PN * (N ) = PN -1* (N)[I + *T (N )PN -1* (N)]. (6.27) Подставляя в формулу (6.26) значение (6.27), получим выражение для рекуррентного определения матрицы PN :

-PN = PN -1 - PN -1* (N)[I + *T (N)PN -1* (N)] *T (N)PN -1. (6.28) Таким образом, общая рекуррентная формула для робастного определения параметров авторегрессии стационарного процесса имеет вид (k) = (k - 1) + Pk * (k)[y(k) - *T (k)(k - 1)];

(6.29) -Pk = Pk -1 - Pk -1* (k)[I + *T (k)Pk -1* (k)] *T (k)Pk -1.

Алгоритм (6.29) аналогичен РМВП (5.47). При формировании нового (k + 1) значения оценки вектора параметров используются не сами значения e* (k) = [e(k)], вектор данных также e(k), а их преобразованные значения (k) формируется не по отсчетам процесса y(k), а по преобразованным в соответствии с выражением (6.20) значениям y*(k).

Поскольку строгий синтез адаптивных алгоритмов является сложной проблемой, в большинстве случаев используется эвристический подход с последующим анализом оценки качества синтезируемого алгоритма [18].

Робастный алгоритм (6.29) может быть использован для оценивания параметров линейной АРСС-модели, измеряемой на фоне аномальных выбросов. Статистические испытания алгоритма (6.29) показали, что он эффективно работает только в случае одиночных импульсных помех. В реальных ситуациях, когда кратность сбоев превышает единицу (K > 1), наблюдается расходимость алгоритма, выражающаяся в постоянно возрастающей разности между прогнозируемыми и реальными значениями процесса. Рассмотрим несколько модификаций робастного алгоритма (6.29), которые не имеют срыва слежения:

1. Алгоритм с заменой искаженного значения на предыдущее значение с ( y) процесса, т. е. с функцией вида:

y(k), если e(k) ce;

c (yk )= (k - 1), если e(k) > ce, y (6.29) где e(k) – ошибка одношагового предсказания (6.11).

2. Алгоритм с заменой первых к – 1 искаженных отсчетов на прогноз T (k)(k - 1) и рестартом RS после к подряд идущих сбоев с сохранением информации о векторе измерений и матрице ковариаций, т. е. с функцией с (y) :

y(k), если e(k) ce, c[ y(k)] = T (k - 1)(k) если e(k) > ce и к = 2, RS, если e(k) > ce и к 2.

Pages:     | 1 |   ...   | 11 | 12 || 14 | 15 |   ...   | 19 |



© 2011 www.dissers.ru - «Бесплатная электронная библиотека»

Материалы этого сайта размещены для ознакомления, все права принадлежат их авторам.
Если Вы не согласны с тем, что Ваш материал размещён на этом сайте, пожалуйста, напишите нам, мы в течении 1-2 рабочих дней удалим его.