книги из ГПНТБ / Шмыголь С.С. Определение и прогнозирование движения центра масс летательного аппарата по результатам траекторных измерений
.pdf100
этим можно говорить только о вероятностной оценке аномальности данного измерения.
Проверку результатов на аномальность целесообразно выпол нять в два этапа: в процессе предварительной обработки измере ний и в процессе непосредственного определения элементов тра ектории.
Отбор информации в процессе предварительной обработки
Как известно, на первом этапе задача отбора достоверных
данных может быть сформулирована следующим образом. |
|
||||||||||||||
|
Пусть дана стабильная генеральная совокупность случайных |
||||||||||||||
величин |
x-L , |
распределенных |
по нормальному закону с матема |
||||||||||||
тическим ожиданием |
|
т |
и среднеквадратическим отклонением |
||||||||||||
(СКО), |
равным |
ег |
. |
Выборка |
х , |
, х |
2 , . . . , |
х п , позволяет оце |
|||||||
нить математическое |
ожидание как |
среднее выборочное |
|
||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
(230)_ |
По заданному объему вьборки' |
л |
|
и заданной |
вероятности |
|||||||||||
необходимо выявить аномальные случайные величины. |
|
|
|||||||||||||
|
Величина |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
|
|
|
|
|
|
. |
_ |
X : - |
х |
|
|
|
(231) |
|
|
|
|
|
|
|
|
Д X ; |
- —*----- |
|
|
|
||||
|
|
|
|
|
|
|
|
ь |
|
<=; |
|
|
|
|
|
характеризует |
отклонение |
L -го |
измерения от остальной их мас |
||||||||||||
сы в |
долях |
СКО и |
называется |
относительным |
отклонением. |
||||||||||
Так как все случайные величины |
x-L принадлежат генераль |
||||||||||||||
ной совокупности |
X fc /V(m ,er) |
, |
то |
распределение |
случайной |
||||||||||
величины |
Д x i |
|
будет зависеть |
не от математического |
ожидания |
||||||||||
т |
и СКО |
<3Х , |
а |
|
только от |
объема выборки |
п |
. В |
этом слу |
чав распределение этой случайной величины, как известно, мокет быть вычислено, и по нему могут быть определены предельные зна
чения £п , отвечающие заданным |
значениям объема выборки п |
и уровню заданной вероятности |
Рц . |
|
По принципу практической невозможности маловероятных собьь |
|
тий |
аномальными считаются те измерения, для которых относитель |
|
ное |
отклонение Д x-L превосходит |
предел ^ п , отвечающий |
выбранному уровню вероятности р , |
. |
IOI
А если дисперсия ос неизвестна, то рекомендуется использовать для выявления аномальных измерений критерий Н.В. Смир нова :
|
|
Дда.» = |
, |
(232) |
|
х |
L |
s |
|
где |
- выборочное среднее, |
определяется по формуле |
(230), |
|
a S |
- |
выборочная исправленная |
дисперсия: |
|
По заданному объему выборки л и уровню вероятности |
р ^ |
|
необходимо выбрать предельное |
значение ^*п и сравнить с |
величи |
ной Ах* . Если |Д 5.*|;> Ц*п , |
то измерение x-L следует |
считать |
аномальным и из дальнейшей обработки его необходимо исключить. Но записанная выше формула для среднего выборочного (230)
годна лишь для случая, когда одна и та же величина х опреде
ляется п измерениями (x -L ) . |
Если же измерения являются |
функцией меняющегося во времени |
положения ДА, необходимо исполь |
зовать то обстоятельство, что зависимость измеряемого парамет
ра |
r ( t ) |
может быть представлена на интервале |
аппроксимации |
||||||
некоторым полиномом с помощью одного из методов, |
рассмотренных |
||||||||
в § |
9. Однако в данном |
случае целесообразно |
использовать по |
||||||
лином первой степени |
|
|
|
|
|
|
|||
|
|
|
г*- = |
г ( * г ) = с 0 + с , ( р . |
, |
|
|
(234) |
|
•где |
|
7 |
г,- - среднее выборочное л |
измерений; |
— |
||||
с„ = — Е |
r. = r ( t . ) - |
||||||||
|
о |
П 1=1 |
U |
|
|
|
у |
- |
^ |
опытные значения------------ измеренных---------------------------------параметров; ср-. = i' . - i |
-линейная |
||||||||
функ^ля |
времени; t = ^ |
j t |
t-L - среднее значение |
времени; |
|||||
|
|
|
п |
t=T |
|
|
|
|
|
|
|
|
■. |
|
|
|
|
|
£Г;
С,~ - тангенс угла наклона аппроксимирующей прямой;.
? ‘f* t=i
л - количество измерений на участке осреднения.
Полином (234) получен при аппроксимации результатов изме рений линейной зависимостью, коэффициенты которой определяются методом наименьших квадратов с использованием ортогональных полиномов Чебышева.
В остальном процесс исключения аномальных измерений на эта пе предварительной обработки ничем не отличается от описанного выше.
102
Если известно |
CKO измерений |
6 Г , то относительное от |
|||
клонение |
определяют по .формуле |
|
|
||
|
|
^ |
= |
е г |
(235) |
где г - |
вычисляется по формуле |
(234). |
|
||
Относительные |
отклонения |
A r-L сравниваются |
с предельными |
значениями $ п= $ п ( п , р Л .
Если аномальных измерений не оказывается, о чем свидетель ствует выполнение условия | A rj « £ппри всех L = 1 , 2 , . . . , п , то все рассмотренные измерения могут быть оставлены для обра
ботки. В случае необходимости |
можно вместо |
п |
нормальных |
измерений использовать одно среднее значение |
v |
= С0 , отне |
|
сенное к моменту времени t - = t |
. В этом случае |
говорят, что |
выполнено сжатие информации. Есть и другие методы сжатия ин формации, но в рамках данного пособия они рассматриваться не
будут. |
|
|
|
Если же среди п измерений окажутся |
такие, что!А г. |
I |
k , |
то следует исключить то к -е измерение, |
I *• |
'Г? |
|
относительное |
откло |
нение которого по абсолютной величине окажется наибольшим из
всех л |
отклонений. |
|
После этого проверка на аномальность осуществляется по вы |
||
борке, |
состоящей из п ' = п - |
1 измерений. При этом могут быть |
использованы формулы (234) |
и (235), в которых все суммы по L |
|
распадутся на две суммы: одна от 1 = 1 до L = к - } , другая - |
||
от L = к + 1 до L - п . |
|
|
|
Проверка информации на достоверность в процессе |
|
|
определения |
элементов траектории |
Несмотря на исключение аномальных измерений на этапе пред варительной обработки,в процессе определения элементов траекто рии также необходимо проверять'измерительную информацию на до стоверность.
Если бы расчетные значения измеряемых параметров, получа емые нами в s -м приближении, г - с о в п а д а л и с их математи ческими ожиданиями, то случайные ошибки измерений можно было бы оценить по простой формуле
ю з
т у |
r |
. ( m ) |
|
L |
|
Поскольку эти ошибки подчинены нормальному закону, то ве |
роятность того, что модуль случайной ошибки выйдет за пределы
Зб„., как |
известно, не превышает величины |
|
|
|
||||
|
|
Я (| Аг-| |
> 3 ( 5 Г . ) = |
0 , 0 0 27. |
|
|
|
|
|
Таким образом, |
с вероятностью |
(1 - р ) = 0,9973 |
достовер |
||||
ными мояно |
считать лишь те измерения, ошибки которых; не пре |
|||||||
вышают 3 бг .. |
|
|
|
|
|
|
||
|
Это справедливо при несмещенной оценке параметров. В на |
|||||||
шем |
случае |
оценки |
( r t-(m)j расчетных значений параметров могут |
|||||
иметь существенное смещение вследствие того, что уравнения |
||||||||
движения интегрируются |
с приближенными начальными условиями |
|||||||
|
определенными в |
т -м приближении. В этом |
случае сравне |
|||||
ние |
Л г -I |
с величинойЗб„.может привести к исключению значи- |
||||||
тельной части достоверной информации. |
|
|
|
|||||
|
Более правильно поэтому критерий достоверности записать |
|||||||
в |
виде |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
fr _ Г (гп) |
А. Р W |
|
|
(236) |
|
|
|
|
|
^ rL доп |
|
|
|
|
где г . ^ - |
расчетное значение измеряемых параметров в |
т -м приб |
||||||
лижении. |
|
|
|
. |
(т) |
|
||
|
_ |
|
|
|
в т -н |
|||
|
Допустимое отклонение опытного значения Аг |
• |
£?ол |
приближении следует определять с учетом смещения расчетных зна чений измеренных параметров:
|
А г (m) |
|
(т) |
|
|
|
|
= 3 <Эр. + Д г ( |
|
|
|
||
|
L доп |
|
I см |
|
|
|
Вторым членом в правой части соотношения учитывается сме |
||||||
щенность расчетных значений измерений |
за счет |
наличия |
||||
ошибок в определяемых элементах траектории |
. |
|
|
|||
Если бы последние были нам известны, то указанные |
смеще |
|||||
ния можно было бы вычислить по формуле |
|
|
|
|||
|
|
JL |
д г1 |
|
|
|
|
^ r L с м = £ — - Н I > |
|
|
|
||
где d r i _ |
|
1=1 |
H i |
|
|
|
- частные производные измеренных параметров по опре |
||||||
дск |
|
|
|
|
|
|
деляемым элементам траектории. |
|
|
|
|||
Разделив абсолютную величину смещения |
|Лг*4- СЛ7| |
на |
З е _ . , |
|||
можно привести выражение для |
А г- доп к виду |
|
r L |
|||
|
|
|
|
|
104 |
|
|
|
|
|
A r i d o n = 3 ( 1i- \ i 0 6 : |
|
(237) |
|
|
|
|
|
|
|
A |
|
I |
|
|
где |
Дг; см | |
учитывает смещение расчетных значений изме |
|||
|
З б т |
||||
|
|
|
|
|
|
ряемых параметров за счет неточности определения элементов |
|||||
траектории 6 q t . |
|
Qq^ неизвест |
|||
|
Так как |
в процессе решения задачи величины |
|||
ны, то их приближенно заменяют поправками A (fa |
, |
которые опре |
|||
деляются при решении основной системы уравнений. |
При выполне |
||||
нии первого |
приближения величины A q t еще неизвестны, поэто |
му можно для обработки оставить все измерения, подвергшиеся предварительной обработке. С уточнением элементов траектории
коэффициент |
быстро уменьшается, стремясь к нулю. |
Таким |
образом, в процессе последовательных приближений |
сначала исключаются наиболее грубые измерения, затем, по мере уточнения начальных условий, измерения, ошибки которых незна чительно превосходят предел (237).
§ 16. ОЦЕНКА ТОЧНОСТИ ОПРЕДЕЛЕНИЯ ЭЛЕМЕНТОВ ТРАЕКТОРИИ
В предыдущих параграфах были получены алгоритмы для опре деления элементов траектории q L ( 1 = 1 , 2 , . , . , п) по избыточным из мерениям с использованием уравнений движения ЛА. Ошибки траекторных измерений приводят к погрешностям в величине элементов q t . И если ошибки траекторных измерений носят случайный ха рактер, то определяемые элементы также являются случайными ве
личинами и решение |
задачи |
по приведенным выше алгоритмам дает |
|||
нам в качестве |
элементов |
траектории их математические ожида |
|||
ния |
q t . |
|
|
|
' |
При достаточно малых ошибках измерений, что, как правило, |
|||||
имеет |
место на практике, |
зависимость между ошибками определя |
|||
емых элементов |
6 q t |
и ошибками измерений 6 г f |
может быть ли- |
||
ниеаризована и представлена в виде |
|
||||
|
|
|
M = M [ S r ] , |
(239) |
|
где [бг]={б7’ |
|
|
вектор ошибок траекторных измерений; |
[6qT]=j5g,,6<j2,...,6g\- вектор ошибок определяемых элементов траек тории.
105
Матрица [j] представляет собой матрицу частных производ ных от определяемых элементов по измеренным параметрам
Г |
H i |
H i . . . |
Н п |
|
|
d r , |
d r, |
d r, |
|
И = |
|
|
(240) |
|
j H i |
d Q,z ш ш ' |
dq ,п |
||
|
||||
_ |
d r N |
d r N |
d r N |
|
Алгоритм определения |
ожидаемых значений элементов траекто |
рии опирается на определенные гипотезы относительно вероятно стных характеристик ошибок траекторных измерений. Так, в алго ритме, основанном на методе максимума правдоподобия (209), в качестве такой гипотезы, может быть использована корреляцион
ная матрица ошибок измерений |
или матрица, составленная |
|
из коэффициентов корреляции |
. |
|
Наряду с такими гипотезами существует реальная статисти |
||
ческая картина |
ошибок измерений, характеризующихся реальной |
|
корреляционной |
матрицей |
. Используемые в алгоритме об |
работки измерений вероятностные характеристики в большинстве случаев лишь приближенно отражают эту фактическую картину оши- .
бок измерений. |
Это объясняется, |
с одной стороны, |
тем, что ре |
||
альная корреляционная матрица |
[к ,/] |
почти всегда |
неизвестна, |
||
а |
с другой - тем, что для обработки |
измерений часто использу |
|||
ются упрощенные |
алгоритмы, и истинная траектория |
ни в том ни |
|||
в |
другом случае |
нам, как правило, неизвестна. Так, например, |
в большинстве-практически важных случаев целесообразно приме нять метод неименьших квадратов для определения элементов тра ектории по результатам траекторных измерений. Это относится даже к тем случаям, когда ошибки измерений оказываются сильно коррелированными. Опыт расчетов и специальные исследования по казывают, что возникающая при этом методическая ошибка в опре делении элементов q весьма незначительна. Несколько по-дру гому обстоит дело при оценке точности.
Оценка ошибок определения элементов траектории, характери зующих разброс элементов вокруг их ожидаемых значений, предъяв ляет более высокие требования к полноте сведений об ошибках из мерений.
Предположим, что в качестве вероятностной характеристики ошибок измерений нам известна реальная корреляционная матрица
106
Разброс элементов траектории относительно их ожидаемых зна чении Ц ь , как известно, в этом случае оценивается корреляци онной матрицей J . Вычисление этой матрицы при помощи матри цы (XJ и линейного соотношения (239) может быть проведено обычным в статистике методом
|
|
[ * * М Ф Ж - |
(241) |
Но матрица Щ |
в нашем случае может быть выражена следую |
||
щим образом: |
|
|
|
|
|
|
(242) |
где матрицы |
[в] и [А[ определяются соотношениями |
(206) и ( 186) |
|
соответственно. |
|
|
|
Подставим выражение (242) с учетом (206) |
в соотно |
||
шение (241), |
получим |
|
|
|
М |
= И _ ’Н Г[ ^ Ш ' Г А ] 1 В ] " |
(гад) |
где [н 2 ~ корреляционная матрица ошибок 'измерений, используемая в качестве гипотезы об ошибках в алгоритме определения элемен тов траектории.
Если в алгоритме определения ожидаемых значений элементов траектории и в оценке ошибок этих элементов используется одна и та не гипотеза о статистических характеристиках ошибок из
мерений |
|
[ « г ] = [ « Р] , |
(244) |
'О корреляционная матрица ошибок элементов траектории будет |
|
определяться по простой формуле |
|
Ы = М ‘ ’ Й ТЫ " М О Г ’= Р Г ’ |
<а 5 > |
Это означает, что корреляционная матрица ошибок определе ния элементов траектории равна обратной матрице коэффициентов основной системы уравнений. Главная диагональ корреляционной матрицы [K«j] даст выражения для среднеквадратических ошибок элементов траектории
б а ~ V'K , I = U t , ■•. , п . |
(246) |
ч- l T- LI
107
В том случав, когда в алгоритме определения элементов тра ектории используется нормированная корреляционная матрица оши бок измерений, составленная из коэффициентов корреляции, сред неквадратические ошибки определяемых элементов траектории мож но вычислить по формуле
|
|
= |
5 о У о 7 ь , |
|
|
(247> |
где Qu - |
диагональные |
элементы матрицы [ jj] ,обратной матрице |
||||
коэффициентов основной |
[б] |
(или нормальной) |
систем |
уравне |
||
ний для определения элементов траектории; <э0- |
среднеквадра |
|||||
тическая ошибка измерения, имеющего вес, равный единице. |
||||||
Опенка среднеквадратического отклонения |
6 о |
|
||||
На рис.39 пунктиром показана истинная траектория движе |
||||||
ния ЛА. Предположим, что в моменты времени |
£ f |
, где |
f = |
|||
= 1 , 2 , . . . , |
N , летательный аппарат находился |
соответственно в |
||||
точках A f |
ucm.B соответствии |
с измерениями |
|
, выполненны |
ми в те же моменты времени положение ЛА изображается точками
А ^ ,
Рис.39. К оценке среднего квадратического отклонения
|
Истинные ошибки измерений 6 |
r f представляют |
собой разно |
сти |
истинных ( ^ ист) к измеренных |
( r f ) значений |
соответствую |
щих |
параметров: |
|
|
(248)
f ист
108
Нанесем сплошной линией на рис.39 траекторию движения, рас считанную по вычисленным (с помощью рассмотренных выше алгорит мов) элементам тректории . Так как она получена путем об работки результатов опыта (измерений), то назовем ее опытной. В общем случае опытная траектория не совпадает с истинной, так как найденные нами элементы траектории содержат ошибки, обусловленные как ошибками измерений, так и погрешностями ме тода их учета.
По этой причине расчетные значения измеряемых параметров
Гр = Гр {q.t ) |
будут |
отличаться |
как от измеренных |
( r f ) |
» так |
||
и от истинных их значений (г, |
): |
|
|
||||
|
|
v |
f и с т / |
|
|
|
|
|
|
A r f |
= r |
p |
- r f . |
|
(249) |
Отклонение |
A r f , |
как видно из рис.39, помимо истинной |
|||||
ошибки измерений б'г-р |
содержит |
|
также ошибку 6 r f , |
обусловлен |
|||
ную неточностями вычисленных ранее элементов траектории |
q t : |
||||||
|
A r f = |
6 r f |
+ |
8 Гр . |
|
(250) |
Так как истинные значения ошибок определения элементов тра ектории неизвестны, то задаются некоторой упрощенной гипотезой
об ошибках измерений. Одной из таких гипотез является нормиро |
||||
ванная корреляционная матрица |
р |
. |
Но в этом |
случае, как ука |
зывалось ранее, необходимо в |
процессе |
обработки |
измерений опре |
делять |
среднее квадратическое отклонение некоторого фиктивного |
||
измерения, вес которого принимается |
за единицу. |
|
|
Величина б 0 характеризует меру |
разброса измерений |
относи |
|
тельно |
траектории, определяемой элементами движения |
, по |
лученными в результате обработки избыточных траекториях изме рений с использованием уравнений движения ЛА.
С целью определения q 0 в процессе обработки измерений введем в рассмотрение величину ftp , определяемую соотношением
‘2 si>
где 6 ^ - поправки к элементам траектории, полученные при ре шении основной или нормальной систем уравнений.
Для получения формульной зависимости, предназначенной для
вычисления б 0 , рассматривается выражение |
|
|
N |
(252) |
|
7 |
||
|
109
которое с учетом соотношения (251) может быть представлено в виде
И Pf V f $ F = |
£ /> |
Е Е Qfi a fk |
6 q |
6 q k - |
|
||
f=t |
|
|
1=1 |
k=l |
|
u |
|
- |
2 E |
a n |
|
A rf2 |
|
|
(253) |
где |
|
|
|
|
|
|
|
a n - |
fly |
’ |
° f k ~ |
~dqk ’ |
i, |
к - |
л . |
Определяя математические ожидания и корреляционные момен ты случайных величин, входящих в правые части соотношения (253), и выполняя ряд преобразований с привлечением соотношений, при веденных в алгоритме обработки измерений, можно получить сле дующую зависимость для оценки среднеквадратического отклонения:
|
|
7 |
Е |
P f & f t i f |
o,s |
||
е 0 = |
|
t |
|||||
|
N - п' |
f = l r |
r |
|
|
||
где |
|
|
|
|
|
|
|
|
n ' = |
Е Я f |
I |
tff l E |
|
a - i K p f k ■ ' |
|
|
|
f= i |
i= \ |
k=i |
|
|
(254)
(255)
Вычисление величины n ' по этой формуле не представляет принципиальных трудностей. При вычислении же числителя в фор муле для б 0 появляется трудность, связанная с невозможностью определения при ограниченном объеме измерений точного значения математического ожидания произведения ) = {ff Поэто му при практическом использовании формулы (254) оно заменяется простым произведением этих величин:
^ ^ ^ ^ |
Е p f |
% = Е |
р Д Е a f l Acir Arf ) \ (256) |
т —1 |
* ~ |
‘ |
где Дд - поправки к элементам траектории, получаемые после решения.основной системы уравнений.
В случае применения метода наименьших квадратов, когда в алгоритме определения элементов траектории используется гипо теза о независимости измерений с нормальным распределением их