WWW.DISSERS.RU

БЕСПЛАТНАЯ ЭЛЕКТРОННАЯ БИБЛИОТЕКА

   Добро пожаловать!

Pages:     | 1 |   ...   | 6 | 7 || 9 | 10 |   ...   | 19 |

Таким образом, если e(k) подчиняется распределению (3.17), то в этом случае модель вида y(k) = const + w(k) (3.20) называется моделью выбросов с обновлением (IO – моделью).

Если w(k) описывается моделью Гаусса, выбросов нет.

Следует отметить, что если процесс {v(k)} имеет смешанное распределение (например, описываемое выражением (3.17)), то в случае АОмодели выбросов такое же распределение будет иметь сам процесс {y(k)}.

Очевидно, что более сложные модели по сравнению с АО- и IO-моделями точнее описывают временные ряды, однако задача оценивания становится сложной даже в случае использования этих моделей. Далее в задаче идентификации будет использована АО-модель.

3.3. Математические модели внешних воздействий Задача получения математической модели внешних возмущений заключается в воспроизведении случайного, стационарного, эргодического сигнала, имеющего заранее заданные статистические характеристики и удовлетворяющего условиям марковского случайного процесса. У марковского процесса вероятность реализации текущего значения случайной величины зависит только от ее предыдущего значения и не зависит от всех остальных предшествующих значений.

Одним из наиболее распространенных подходов к моделированию случайных сигналов является метод формирующих фильтров [15, 26, 32, 51, 56, 80]. Моделирование случайного сигнала этим методом осуществляется в предположении, что он является реакцией линейной системы на случайный входной сигнал, характеристики которого известны.

Пусть на вход линейной системы с передаточной функцией W(p) и функцией веса (t) действует центрированный, стационарный, эргодический, случайный сигнал x(t) с известной корреляционной функцией Rxx ( ) и спектральной плотностью S (). Тогда случайный сигнал на выходе системы xx вычисляется с помощью интеграла Дюамеля по формуле y(t) = (3.21) ()x(t - )d.

Умножив это выражение на сначала на x(t + ), а затем на y(t + ), и проинтегрировав обе части по в пределах от –T до T (при T ), получим соотношения Винера - Ли:

Rxy () = xx (t)R (t - )dt. (3.22) Ryy () = yx (t)R (t - )dt Отсюда следует, что Ryy () = R ( )Rxx (t - )dt, (3.23) где j R () = W ( j e d. (3.24) ( )( + )d = - Эти соотношения значительно упрощаются, если представить их через спектральные плотности, используя соотношения Винера – Хинчина (3.14) S () = W ( j)S ();

xy xx S () = W (- j)S ();. (3.25) yx xx S () = W (- j)S () = W ( j)S () = W ( j) S () yy yx yx xx При моделировании в качестве входного сигнала используют стационарный белый шум со следующими характеристиками S = Sxx, (3.26) j Rxx = S0e d = S0 ( ) где S0 – интенсивность белого шума.

Белый шум представляет собой сумму гармонических колебаний всех частот, имеющих одну и туже дисперсию амплитуды.

При наличии на входе линейной системы белого шума на ее выходе формируется случайный сигнал, характеристики которого легко определяются через параметры системы с помощью формул (3.22) – (3.25).

Rxy ( ) = S0( ), (3.27) Ryy ( ) = S0 R ( ) S () = W ( j) S0. (3.28) yy Очевидно, что успех и точность статистического моделирования зависят в основном от качества формирования последовательности случайных чисел имеющих свойства белого шума.

Задача получения последовательности случайных чисел обычно разбивается на две. Вначале получают последовательность случайных чисел, имеющих равномерное распределение в интервале [0, 1]. Затем из нее получают последовательность случайных чисел, имеющих произвольный закон распределения. Один из способов такого преобразования состоит в использовании нелинейных преобразований. Пусть необходимо получить случайную величину х, функция распределения вероятностей которой F(y) = P{x y}. (3.29) Значения искомой функция распределения вероятностей лежат в диапазоне 0 F( y) 1. Если теперь придавать функции F(y) произвольные случайные значения, лежащее в диапазоне ее существования [0,1], то значения ее аргумента будут иметь заданный закон распределения. Значения функции F(y) задаются от датчика случайных чисел имеющих равномерное распределение в диапазоне [0,1], а значения аргумента находятся как обратная функция от F(y).

x = Fобр ( y) (3.30).

0 y Таким образом, основная проблема моделирования случайных последовательностей заключается в получении независимых, равномерно распределенных чисел в интервале [0,1]. Различают два способа получения таких чисел – физический (аппаратный) и алгоритмический (программный).

При аппаратном генерировании чаще всего используют шумящие электронные устройства, шум которых связан с шумами электронных ламп или транзисторов. При усилении этих шумов получается напряжение, которое является случайным процессом. Если брать его значения, достаточно далеко отстоящие друг от друга, так чтобы они были некоррелированы, то величины получаемых напряжений образуют последовательность независимых случайных величин.

Для программной генерации случайных чисел разработано большое количество специальных программ, имеющихся практически в каждом языке программирования. На ЦВМ принципиально невозможно получить идеальную последовательность случайных чисел из-за конечного числа разрядов, поэтому такие последовательности являются псевдослучайными. Псевдослучайные последовательности характеризуются длиной отрезка апериодичности и длиной периода. Под длиной отрезка апериодичности понимается совокупность последовательно полученных случайных чисел, в которой ни одно число не встречается дважды. Под длиной периода последовательности случайных чисел понимается такая длительность этой последовательности, при превышении которой, числа начнут периодически повторятся. У современных программ эти характеристики имеют порядок 1010-1030, что вполне приемлемо для задач моделирования случайных процессов.

При моделировании непрерывных систем в качестве генератора белого шума можно использовать телеграфную волну, порождаемую процессом Пуассона, который в свою очередь является частным случаем марковского процесса. Функция, задаваемая телеграфной волной, принимает только положительные и отрицательные значения равные по модулю, причем последовательность изменений знака представляет собой процесс Пуассона со средней скоростью изменения. Такой процесс стационарен и эргодичен, если он начинается с t - и для него M[x(t)]= Rxx ( ) = a2e-2. (3.31) 4aS () = xx + 4aЕсли выбрать среднюю скорость изменения знака телеграфной волны в несколько раз большей частоты генерируемого случайного сигнала, то приближенно можно считать, что телеграфная волна обладает свойствами белого шума.

Пример 3.2. Сгенерируем последовательности псевдослучайных чисел имеющих равномерный, нормальный и экспоненциальный законы распределения. Генерация псевдослучайных чисел rn имеющих равномерный закон распределения в диапазоне [0,1] осуществляется программно рекуррентным мультипликативным способом с последующим усечением старших разрядов по формуле:

rn+1 = D(Krn ), (3.32) где D – операция выделения дробной части числа Krn, К – любое достаточно большое простое число, выбрано (К=37), n=1,2,3,….. Для запуска программы необходимо задать начальное значение r1<1, т.е. провести рандомизацию. По умолчанию выбрано r1=0,1234567.

Для получения случайных чисел имеющих равномерное распределение в другом диапазоне [a,b] используют случайные числа rn имеющих равномерный закон распределения в диапазоне [0,1] с последующем пересчетом искомых чисел по формуле:

Rn = (b - a)rn + a, (3.33) Генерация случайных чисел с нормальным законом распределения, имеющим нулевое математическое ожидание (m=0) и единичную дисперсию (2 =1) проводится по формуле nn = 2ln cos(2rn-1). (3.34) rn Для получения случайных чисел Nn с другими параметрами закона распределения используют формулу:

Nn = nn + m. (3.35) Генерация случайных чисел с экспоненциальным законом распределения проводится методом обратной функции по формуле ln(1 - rn ) En = -. (3.36) Программа и результаты расчетов приводятся ниже.

r(1)=.1234567; % Начальное значение случайного числа l=.01; % Параметр экспоненциального закона распределения for i=2: x=37*r(i-1);

z=floor(x); % Выделение целой части числа х r(i)=x-z; % Вычисление случайных чисел с равномерным законом n(i)=sqrt(2*log(1/r(i)))*cos(2*pi*r(i-1)); % Вычисление случайных чисел с нормальным законом end rr=rand(1000,1); % Вычисление случайных чисел с равномерным законом в MATLAB hist(r) % Построение гистограммы для r pause hist(rr) % Построение гистограммы для rr pause nr=randn(1000,1); % Вычисление случайных чисел с нормальным законом в MATLAB hist(n) pause hist(nr) pause ex=-log(1-r)/l; % Вычисление случайных чисел с экспоненциальным законом hist(ex) pause exr=-log(1-rr)/l; % Вычисление случайных чисел с экспоненциальным законом в MATLAB hist(exr) Гистограммы выборки 1000 случайных чисел с равномерным законом а) расчет по (3.34) б) расчет в MATLAB Рис.3.3.

Гистограммы выборки 1000 случайных чисел с нормальным законом а) расчет по (3.32) б) расчет в MATLAB Рис.3.4.

Гистограммы выборки 1000 случайных чисел с экспоненциальным законом а) расчет по (3.32) б) расчет в MATLAB Рис.3.5.

3.4. Линейные модели и их применение для оценивания характеристик случайных процессов Как известно [58], спектральная плотность процесса, полученного в результате прохождения белого шума через линейную систему, равна произведению интенсивности входного шума на квадрат модуля комплексной частотной характеристики системы. В свою очередь, комплексная частотная характеристика рекурсивного формирующего фильтра представляет собой j функцию, полученную в результате подстановки z = e, где j = - 1.

Определим спектральную плотность процесса АРСС (p, q), если передаточная функция рекурсивного фильтра q -k 1 + z d k D(z) k =G(z) = =. (3.37) p C(z) -i 1 - z c i i=j Делая подстановку z = e, в передаточную функцию (3.37) получим:

q 1 + e- j d k j k =G(e )=. (3.38) p 1 - e- j c i i=Тогда квадрат модуля комплексной частотной характеристики 2 q q d d 1 + k cos k + k sin k k =1 k = j G(e ) = ; (3.39) 2 p p c c 1- i cos i + i sin i i=1 i= следовательно, спектральная плотность АРСС-процесса описываемого передаточной функцией (3.37) 2 q q d d 1 + k cos k + k sin k k=1 k= j 2 S() = G(e ) =, (3.40) e e 2 p p - cos i + c c sin i i 1 i i=1 i= где e2 – дисперсия процесса.

Отметим, что оценивание спектральной плотности (3.40) сводится к оцениванию коэффициентов передаточной функции (3.37) и дисперсии ненаблюдаемого белого шума, т. е. к идентификации АРСС-процесса. Таким образом, АРСС-процессы позволяют получать оценки спектральной плотности непосредственно по наблюдениям, минуя вычисления статистических характеристик наблюдений. Благодаря этому применение АРСС - моделей несколько потеснило методы, основанные на быстром преобразовании Фурье, которое применялось для оценивания спектральных плотностей по значениям ковариационной функции [3] для определения передаточных функций w(t).

Рассмотрим теперь автокорреляционные функции (АКФ) процессов АР(p), CC(q), APCC(p, q). АКФ процесса АР(p) выражается разностным уравнением, которое аналогично уравнению, описывающему сам процесс:

R(m) = c1R(m - 1) + c2 R(m - 2) +... + c R(m - p), (3.41) p где R(m) – значение АКФ при дискретном сдвиге m.

Таким образом, АКФ процесса АР(p) бесконечна и представляет собой затухающую экспоненту или экспоненциально затухающую косинусоиду.

Выражение для дисперсии процесса АР(p) имеет вид 2 e =. (3.42) АP 1 - c1R(1) - c2 R(2) -... - c R( p) p АКФ процесса СС(q) определяется следующим образом:

dm + d1cm+1 +... + dq-mdq,m = 1,q 2 R(m) = 1 + d1 +... + dq. (3.43) 0,m > q АКФ процесса скользящего среднего равна нулю при сдвиге, большем q, т. е. большем, чем порядок процесса. Дисперсия процесса СС(q) 2 2 2 = (1 + d +... +dq ). (3.44) CC 1 e Общего выражения АКФ для АРСС - процесса для m[0,] не существует.

В каждом случае АКФ вычисляется по известным {ci} и {dk} и выражению для автоковариационной функции процесса АРСС(p, q), которое имеет вид:

R(m) = c1R(m - 1) +... + c R(m - p) + Rxe (m) + d1Rxe (m - 1) +... + d0 Rxe (m - q), p (3.45) где R(m) – значение автоковариационной функции при сдвиге m;

Rxe(m) – значение взаимной ковариационной функции процесса и шума.

Подробный вывод приведенных выражений для корреляционных функций можно найти в [32].

Рассмотренные модели случайных последовательностей позволяют с помощью небольшого числа параметров описать обширный класс случайных процессов. На практике часто оказывается, что адекватное описание наблюдаемых временных рядов достигается с помощью моделей авторегрессии, скользящего среднего или комбинированной модели, в которых p и q не больше трех [56].

Рассмотрим процессы АР(1) и АРСС (1,1) более подробно. Процесс авторегрессии первого порядка (марковский процесс) v(k) = c1v(k - 1) + e(k) (3.46) часто используется в качестве модели случайных сигналов и возмущений [18].

Для стационарности процесса необходимо, чтобы ci [–1,1]. Согласно формуле (3.37) АКФ процесса АР(1) удовлетворяет разностному уравнению первого порядка:

R(m) = c1R(m - 1), m > 0, (3.47) которое при R(0)=1 имеет решение m R(m) = c1, m 0. (3.48) Согласно выражению (3.40) дисперсия процесса имеет вид 2 e =, (3.49) 1 - R(1)cили заменяя R(1) на с1, 2 e =. (3.50) 1 - cИспользуя формулу (3.40), найдем спектр процесса:

e S() =, 0 2. (3.51) 1- 2c1 cos + cНа рис. 3.6 по реализациям процесса АР(1) рассчитаны соответствующие АКФ и спектры для случаев c = 0,8 (рис. 3.1,а) и c = –0,8 (рис. 3.6,б).

Рис. 3.6.

Видно, что в случае большого положительного параметра c = 0,соседние значения последовательности близки, и наблюдается заметный период (медленное устойчивое колебание). Это отражается на виде АКФ, которая спадает к нулю по экспоненциальному закону, и на виде спектра, в котором преобладают низкие частоты. В случае, когда параметр c = –0,8, последовательность быстро колеблется. Это находит отражение в поведении АКФ;

она экспоненциально спадает к нулю, периодически меняя знак. В спектре процесса АР(1) при c = –0,8 преобладают высокие частоты.

Смешанный процесс авторегрессии – скользящего среднего первого порядка АРСС (1,1) – описывается формулой v(k) = c1v(k - 1) + d1e(k - 1) + e(k). (3.52) Этот процесс, как и процесс АР(1), стационарен, если c1 [–1,1]. Определим АКФ процесса. Из выраженz (3.45) получаем:

R(0) = c1R(1) + + d1Rxe (-1), e R(1) = c1R(0) + d1, e.............................................. (3.53) R(m) = c1R(m - 1) m Умножим значение (3.52) на e(k-1) и, переходя к математическим ожиданиям, получим:

Rxe (-1) = (c1 + d1).

Pages:     | 1 |   ...   | 6 | 7 || 9 | 10 |   ...   | 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.