Nugmanov
.pdf
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
n |
|
|
|
|
|
|
(v , , v |
|
|
|
, , t |
|
) M |
|
j vi ξ(ti ) |
|
|
|
|
|
θ |
n |
, t |
1 |
n |
|
e i 1 |
|
|
||||
|
|
|
ξ 1 |
|
|
|
|
|
|
|||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
n |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
j vi xi |
|
|
|
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
w ξ (x1, , x n , t1, , t n ) e i 1 |
dx1 dx n . |
(1.27) |
|||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Приведенные формулы позволяют исследовать свойства случайного процесса.
1.5. Дифференцирование и интегрирование случайного процесса
Понятие дифференцируемости и интегрируемости связано с непрерывностью функции. Для детерминированных функций функция f (t) непрерывна в точке t t 0 , если существует предел
lim f (t) f (t 0 ). Однако такой критерий непрерывности для |
||
t t0 |
|
|
случайного процесса непригоден, так как возможна не одна |
||
реализация, а целое множество реализаций для любого t . |
||
Случайный процесс ξ(t) называется непрерывным в точке t , если |
||
при любом ε 0 можно найти такое δ 0 , что |
||
M ξ(t T) ξ(t) 2 ε |
при T |
δ или |
lim M ξ(t T) ξ(t) 2 |
0 . |
(1.28) |
T 0 |
|
|
Случайный процесс ξ(t) , непрерывный во всех точках t ξ , гдеξ - область, в которой существует случайный процесс, называется непрерывным в области ξ .
Рассмотрим, как влияет понятие непрерывности на математическое ожидание и ковариационную функцию.
|
|
2 |
|
o |
o |
|
2 |
|
|
|
|
||||
|
|
|
|
|
|||
M |
(t T) (t) |
M |
(t T) (t) m (t T) m (t) |
|
|
||
|
|
|
|
|
|
|
|
23
|
o |
o |
|
2 |
|
|
2 |
|
|
|
|
||||
|
|
|
|
|
|||
M |
ξ(t T) ξ(t) |
|
|
|
mξ (t T) mξ (t) |
. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Как видно, из этого равенства и определения непрерывности, следует непрерывность центрированного случайного процесса и непрерывность математического ожидания.
Положим, ξ(t) - непрерывный случайный процесс и рассмотрим разность
|
|
|
o |
o |
|
o |
o |
|
|
B0 (T t1, T t 2 ) B0 (t1, t 2 ) M( (T t1) (T t 2 ) (t1) (t 2 )) |
|
||||||||
o |
o |
o |
o |
o |
o |
o |
|
o |
|
M( (T t1 ) (T t 2 ) |
(t1 ) (T t 2 ) |
(t1 ) |
(T t 2 ) (t1 ) |
(t 2 )) |
|
||||
o |
o |
o |
o |
o |
|
o |
|
|
|
M((( (T |
t1 ) (t1 )) |
(T |
t 2 )) M( (t1 ) (T |
t 2 ) (t 2 )). |
|
|
|
Но
o |
|
o |
|
o |
|
)) |
|
|
o |
|
o |
|
|
2 |
|
|
o |
|
|
2 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||
M((ξ(T t |
|
) ξ(t |
|
)) ξ(T t |
|
M |
|
ξ(T t |
|
) ξ(t |
|
) |
|
M |
|
ξ(T t |
|
) |
|
, |
|
|
1 |
|
1 |
|
2 |
|
|
|
|
1 |
|
1 |
|
|
|
|
|
2 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
o |
|
o |
|
o |
|
)) |
|
|
o |
|
|
2 |
|
|
o |
|
o |
|
|
2 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||||
M(ξ(t |
|
) (ξ(T t |
|
) ξ(t |
|
M |
|
ξ(t |
|
) |
|
M |
|
ξ(T t |
|
) ξ(t |
|
) |
. |
||
|
1 |
|
2 |
|
2 |
|
|
|
|
2 |
|
|
|
|
|
2 |
|
2 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
При уменьшении T в подкоренных выражениях значения корней стремятся к нулю. То есть из непрерывности случайного процесса в точке следует непрерывность ковариационной функции B0ξ (t1, t 2 ) .
Верно и обратное утверждение: из непрерывности ковариационной функции следует непрерывность случайного процесса ξ(t) .
Дифференцирование случайного процесса. Случайный процесс
ξ(t) дифференцируем в точке t |
в среднеквадратическом смысле, если |
||||||||
существует такая случайная функция η(t) - производная в |
|
||||||||
среднеквадратическом процесса ξ(t) в точке t , что |
|
||||||||
lim M |
|
(t T ) (t) (t) |
|
2 |
0, |
η(t) ξ'(t) |
dξ(t) |
. |
(1.29) |
|
|
||||||||
|
|
|
|||||||
|
|
|
|
||||||
T 0 |
|
T |
|
|
|
|
dt |
|
Как видно из этой формулы, для существования производной в точке t требуется непрерывность случайного процесса в точке t . Из дифференцируемости в среднеквадратическом следует дифференцируемость по вероятности
24
|
|
|
ξ(t T) ξ(t) |
|
|
|
|
|
ξ(t T) ξ(t) |
|
|
|
|
|
|||||||
lim P |
|
|
|
ξ (t) |
|
ε |
0, |
ξ (t) lim |
|
|
|
|
T |
|
T |
||||||
T 0 |
|
|
|
|
|
|
|
T 0 |
Математическое ожидание случайного процесса ξ (t) равно
M(ξ (t)) lim |
M |
ξ(t T) ξ(t) |
lim |
mξ (t T) mξ (t) |
m (t). |
||
|
|
|
|||||
|
|
|
|
|
|
ξ |
|
T 0 |
|
T |
|
T 0 |
|
T |
|
|
|
||||||
Если процесс ξ(t) - стационарный, то m |
(t) 0 . |
|
|||||
|
|
|
|
|
ξ |
|
|
Корреляционная функция производной:
(1.30)
(1.31)
|
|
' t1, t 2 lim |
|
(t |
1 |
T) (t |
1 |
) (t |
2 |
T) (t |
2 |
) |
lim |
B |
T |
(t1, t 2 ) |
, |
||||
B |
|
M |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||
|
|
|
T |
|
|
|
|
|
T |
|
|
|
|
T 2 |
|||||||
|
|
T 0 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
T 0 |
|
|
|||||
где ξT (t) ξ(t T) ξ(t) . |
|
|
|
|
|
t1, t 2 и произведем |
|
||||||||||||||
Для анализа Bξ (t1, t 2 ) вычислим Bξ |
|
||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
T |
|
|
|
|
|
|
|
|
разложение её в ряд Тейлора, ограничившись вторыми |
|
|
|
||||||||||||||||||
производными. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
BξT |
t1, t 2 M (ξ(t1 T) ξ(t1 )) (ξ(t 2 T) ξ(t 2 )) M ξ(t1 T) ξ(t 2 T) |
M(ξ(t1 ) ξ(t 2 T)) M(ξ(t1 T) ξ(t 2 )) M(ξ(t1 ) ξ(t 2 ))
Bξ t1 T, t 2 T Bξ t1, t 2 T Bξ t1 T, t 2 Bξ t1, t 2
|
|
|
|
|
|
|
|
B |
|
|
|
|
|
B |
|
|
|
|
T |
2 |
|
|
|
2 B |
|
|
|
|
|
2 B |
|
|
2 B |
|
|
|
|||||||||||||||
B (t , t ) T |
|
|
|
|
ξ |
|
|
|
|
|
|
ξ |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
ξ |
|
2 |
|
|
ξ |
|
|
|
ξ |
|
||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||||||||
t |
|
|
|
|
t |
|
|
2 |
|
|
t |
|
|
|
|
|
t |
t |
t |
|
|
|
|||||||||||||||||||||||||||||
|
ξ |
|
1 |
2 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
2 |
|
|
|
|
|
2 |
|
|
|||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
2 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
1 |
|
|
|
|
|
1 2 |
|
|
2 |
|
|
|
|||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||
B |
|
|
|
|
|
) T |
B |
ξ |
|
|
|
T |
2 |
|
|
2 B |
ξ |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||
|
(t |
|
, t |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||
ξ |
1 |
2 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||
t |
2 |
|
|
|
2 |
|
|
t 2 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
2 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
B |
|
|
|
|
|
) T |
B |
ξ |
|
|
|
T |
2 |
|
|
2 B |
ξ |
B |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
) o(T3 ) |
|
|
|
|
|
|
||||||||||||||
|
(t |
|
, t |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
(t |
|
|
, t |
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||||||||||
ξ |
1 |
2 |
t |
1 |
|
|
|
2 |
|
|
t 2 |
|
ξ |
1 |
2 |
|
|
|
|
|
|
||||||||||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
Из этих выражений получим |
|
|
|
|
|
|
|
|
t |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
Bξ (t1, t 2 ) |
|
2 B |
ξ |
1 |
, t |
2 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
(1.32) |
|||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
t |
|
|
t |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
1 |
|
|
|
|
2 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
25
Таким образом, условием дифференцируемости случайного процесса является существование и непрерывность второй смешанной производной случайного процесса. Для стационарного случайного процесса можно получить
Bξ (τ) 2 Bξ τ .τ2
Интегрирование случайного процесса. Положим, случайный процесс
ξ(t) задан в области ξ . Разобьем эту область на интервалы точками и рассмотрим сумму
n g(vk , t) ξ(vk ) (vk vk 1 ) ,
k 1
где g(vk , t) - некоторая известная весовая функция. В частности,
можно потребовать g(vk |
, t) g(t) и |
g(t) dt 1. |
|
ξ |
|
Положим также, что существует некоторый случайный процесс η(t). Случайный процесс ξ(t) будет интегрируемым в среднеквадратическом смысле, если существует случайный процесс η(t) такой, что
|
|
n |
|
2 |
|
lim |
M |
k |
1 g(vk ,t) (vk ) (vk vk 1 ) (t) |
|
0 . |
|
|
|
|
|
|
max (vk vk 1 ) |
|
|
|
|
Случайный процесс η(t) будет называться интегралом от случайного процесса ξ(t) с весовой функцией g(v, t) и обозначаться как
η(t) |
g(v, t) ξ(v) dv . |
ξ |
Например, в качестве весовой функции в интеграле Дюамеля имеем импульсную характеристику g(v, t) h(t v) .
Математическое ожидание и корреляционная функция процесса η(t) будет иметь вид:
|
M(η(t)) |
|
g(v, t) M(ξ(v)) dv |
g(v, t) mξ (v) dv , |
(1.34) |
|
|
|
ξ |
ξ |
|
||
Bη |
(t1 |
, t 2 ) |
|
g(v1, t1 ) g(v2 , t 2 ) Bξ (v1, v2 ) dv1 dv2 |
(1.35) |
|
|
|
ξ |
ξ |
|
|
26
1.6. Эргодические случайные процессы
Моментные функции случайного процесса определяются усреднением по ансамблю всех возможных реализаций. Но на
практике имеется одна какая-то реализация x(k) (t) случайного
процесса ξ(t) . Для изучения физического процесса возникает необходимость вычисления плотности распределения вероятности какого либо параметра процесса, функции распределения и моментных функций процесса по одной реализации на интервале
наблюдения (0, Tн ) . Вероятностные характеристики случайного процесса, полученные по одной реализации процесса за ограниченное время наблюдения Tн , будут случайными. Следовательно, необходим критерий, по которому можно было бы отождествить вероятностные характеристики случайного процесса, полученные по одной реализации, с характеристиками случайного процесса, вычисленных усреднением по ансамблю. Для выбора критерия предварительно рассмотрим сходимость по вероятности и сходимость в
среднеквадратическом.
Положим, имеется последовательность случайных величин
ξ1, , ξ n и неслучайная величина m . Последовательность случайных
величин ξ1, , ξ n |
сходится по вероятности к величине m , если для |
||||||||||
любого ε 0 выполняется соотношение |
|
|
|||||||||
|
lim P( |
|
ξ n m |
|
ε) 0 |
, |
(1.36) |
||||
|
|
|
|||||||||
|
n |
|
|
|
ξ n m |
|
ε) 1. |
|
|||
или |
lim P( |
|
|
|
|||||||
|
|
|
|||||||||
|
n |
|
|
|
|
|
|
||||
|
27 |
|
|
|
|
Последовательность случайных величин ξ1, , ξ n сходится в среднеквадратическом к величине m , если выполняется соотношение
lim M(ξ |
n |
m)2 0 . |
(1.37) |
n |
|
|
|
|
|
|
|
Если m Mξ mξ , то |
сходимость |
в среднеквадратическом |
означает стремление дисперсии случайной величины |
ξ n к нулю, то |
есть |
|
lim Dξ n 0. |
(1.38) |
n |
|
Из сходимости в среднеквадратическом следует сходимость по вероятности. Действительно, согласно неравенству Чебышева
P |
|
ξ |
n |
m |
ξ |
|
ε |
Dξ n |
для любого ε 0 . |
|
|
||||||||
|
|
ε2 |
|||||||
|
|
|
|
|
|
|
|||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Рассмотрим случайные процессы, называемые эргодическими.
Определение. Случайный процесс называется эргодическим, если любая его вероятностная характеристика, полученная усреднением по времени одной единственной реализации сходится по вероятности к соответствующей вероятностной характеристике,
полученной усреднением по ансамблю.
Таблица 4.1.а
Средние по времени |
Средние по ансамблю |
ξ(k) (t) |
1 |
Tн ξ(k) (t) dt |
M(ξ(t)) x w(x) dx |
|
Tн |
||||
|
0 |
|
28
(k) (t) 2 |
1 |
0Tн (k) (t) 2 dt |
M(ξ(t))2 x 2 w(x) dx |
|||||
|
||||||||
|
|
|
Tн |
|
|
|
||
ξ (k) (t) ξ (k) (t τ) |
|
Bξ (τ) |
||||||
|
1 |
0Tн ξ(k) (t) ξ(k) (t τ) dt |
|
|
|
|||
|
|
|
x1 x 2 w(x1, x 2 , τ) dx1d |
|||||
T |
||||||||
|
н |
|
|
|||||
|
|
|
|
|
|
|||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Средние по времени |
|
Средние по ансамблю |
|||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
N |
|
|
|
|
N |
|
|
|
||
|
ξ(k) (t) |
|
1 |
|
x (k) [i] |
|
M(ξ(t)) x[i]p(ξ(t) x[i]) |
||||||||||||||
|
|
N |
|
||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
i 1 |
|
|
|
|
i 1 |
|
|
|
||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
N |
|
|
|
M(ξ(t))2 |
|
|
|
|
|
|
|
(k) |
|
|
2 |
|
|
|
1 |
|
(k) |
|
2 |
N |
|
|
|
|
|
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||
ξ |
(t) |
|
|
|
|
x |
[i] |
|
2 |
|
|
|
|
||||||||
|
|
|
|
|
|
|
(x[i]) |
p(ξ(t) x[i]) |
|||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
N i 1 |
|
|
|
|
|||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
i 1 |
|
|
|
|
|
|||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
ξ (k) ( j) ξ (k) ( j m) |
|
|
|
N 1 N 1 |
|
|
|||||||||||||||
|
|
|
|
N m |
|
|
|
|
|
|
|
Bξ (m) |
|
x[i] x[ j] |
|||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
i 0 j 0, |
i j |
m |
||||||||
|
|
1 |
|
x (k) [i] x (k) [i m], |
p(x[i], x[ j]), |
m 0,1, , N 1 |
|||||||||||||||
|
|
|
|||||||||||||||||||
|
N m i 1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||
j 1, , N m |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
В таблицах 4.1.а и 4.1.б приведены некоторые числовые характеристики непрерывного и дискретного по времени случайного процесса, вычисленные по времени и по ансамблю. Из приведенных таблиц видно, что при вычислении среднего по времени используется произвольная k-ая реализация случайного процесса и средние по времени , где означает усредняемую величину, не зависят от
времени t.
29
Таблица 4.1.б
Следовательно, для того, чтобы сопоставить средние по времени и средние по ансамблю, необходимо рассматривать случайные
процессы, стационарные, хотя бы в широком смысле.
Эргодический случайный процесс содержится в множестве стационарных случайных процессов.
В качестве критерия эргодичности используем критерий
сходимости в среднеквадратическом |
|
|
lim D |
0 . |
(1.39) |
Tн |
|
|
Определим условие эргодичности случайного процесса по отношению к среднему по времени, используя критерий сходимости в среднеквадратическом.
Среднее по времени для непрерывного случайного процесса имеет
вид (Таблица 4.1.а)
ξ(k) (t) |
1 |
Tн ξ(k) (t) dt . |
(1.40) |
|
T |
||||
|
0 |
|
||
|
н |
|
|
Определим математическое ожидание и дисперсию среднего по времени:
M ξ(k) (t) |
|
1 |
0Tн Mξ(k) (t) dt mξ , |
(1.41) |
|||
T |
|||||||
|
|
н |
|
|
|
|
|
D ξ(k) (t) |
M ξ(k) (t) |
m |
ξ |
2 . |
(1.42) |
||
|
|
|
|
|
|
|
Формула (1.42) отражает среднеквадратическое отклонение среднего по времени от среднего по ансамблю. Если с увеличением
времени наблюдения |
T |
дисперсия среднего по времени D ξ(k) (t) |
|
н |
|
|
|
30 |
стремится к нулю, то имеем среднеквадратическую сходимость и, согласно неравенству Чебышева, будем иметь сходимость по вероятности, что необходимо для эргодичности процесса по определению.
Таким образом, в качестве критерия эргодичности стационарного случайного процесса относительно среднего по времени принимается
(1.39)
|
|
|
|
|
lim |
D ξ(k) (t) |
|
|
0 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||||
|
|
|
|
Tн |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
Преобразуем выражение (1.42) |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
m2 |
|
|||||||||||||||
D ξ(k) (t) |
M ξ(k) (t) |
m |
ξ |
2 M ξ(k) |
(t |
1 |
) |
|
ξ(k) (t |
2 |
) |
|
|||||||||||||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
ξ |
|
||||
|
1 |
Tн |
Tн |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
lim |
|
0 |
0 |
M(ξ(k) (t |
1 |
) ξ(k) |
(t |
2 |
|
)) dt |
1 |
d t |
2 |
m2 |
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
Tн T2 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
ξ |
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
|
н |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
1 |
|
Tн |
|
Tн |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||
|
|
|
lim |
|
|
|
0 |
0 |
|
|
B |
ξ |
(t |
2 |
t |
1 |
)) dt |
1 |
d t |
2 |
m2 |
|
|
||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
|
|
Tн T2 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
ξ |
|
|
|
||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||
|
|
|
|
|
н |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
1 |
|
Tн |
|
Tн |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||
|
|
|
lim |
|
|
|
0 |
0 |
|
|
(B |
ξ |
(t |
2 |
|
t |
1 |
) m2 ) dt |
1 |
|
d t |
2 |
|
|
|||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||||||||||||||||||||||||||||
|
|
Tн T2 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
ξ |
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||
|
|
|
|
|
н |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
1 |
|
Tн |
|
Tн |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||
|
|
|
lim |
|
|
|
0 |
0 |
|
|
B0ξ (t 2 t1) dt1 d t 2 . |
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||||||||||||||||||||
|
|
Tн T2 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||
|
|
|
|
|
н |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Согласно критерию эргодичности должно соблюдаться |
|
|
|||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
1 |
|
|
Tн Tн |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||
D ξ(k) (t) |
lim |
|
|
0 |
|
|
0 |
|
|
|
B |
0ξ |
(t |
2 |
|
t |
1 |
) dt |
1 |
d t |
2 |
0 . (1.43) |
|||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
|
|
|
Tн T2 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
н |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Достаточным условием выполнения (1.43) является стремление ковариационной функции к нулю при t 2 t1 , т.е. с
увеличением времени наблюдения статистическая связь между значениями случайного процесса должны ослабевать и через достаточно большой промежуток времени ими можно пренебречь.
Упростим условие (1.43), для этого произведем преобразование координат
31
τ t 2 t1, |
|
t1 t 0 |
τ / 2 , |
0 t1 Tн , |
(1.44) |
|||||
t 0 (t 2 t1) / 2, |
t 2 t |
0 τ / 2 . |
0 t 2 Tн . |
|||||||
|
|
|||||||||
Определим область интегрирования для переменных τ и t 0 |
(Рис. |
|||||||||
1.11). Из условия (1.44) имеем: |
|
|
|
|
|
|
||||
|
1.1 |
|
|
1. |
|
0 t 0 |
τ / 2 Tн . |
(1.45) |
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
T |
|
|
|
Согласно левой части неравенства |
||||||
2.2 |
1.2 |
|
(1.45) на плоскости ( , t0 ) имеем |
|||||||
|
|
|
||||||||
|
|
|
|
|||||||
|
|
t0 |
|
прямую |
1.1. |
Соответственно |
для |
|||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
T |
|
|
правой |
части |
неравенства |
(1.45) на |
|||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
-T |
2.1 |
|
|
плоскости ( , |
t0 ) имеем прямую 1.2. |
|||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
|
|
|
2. Точно также согласно условию |
|||||||
|
|
|
|
|||||||
Рис. 1.11 |
|
|
(1.44) должно выполняться |
|
|
|||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
|
|
|
|
|
0 t 0 τ / 2 Tн . |
(1.46) |
||||
Левая часть неравенства (1.46) соответствует прямой 2.1 на |
||||||||||
плоскости ( τ, t 0 ). Правая часть неравенства (1.46) соответствует |
||||||||||
прямой 2.2 на плоскости ( τ, t 0 ). Область, ограниченная прямыми |
||||||||||
1.1, 1.2, 2.1 ,2.2, будет областью интегрирования для новых |
||||||||||
переменных τ, t 0 . Якобиан преобразования |
|
|
|
|||||||
|
|
|
t1 |
t1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
J |
t 0 |
|
1 |
|
|
|
||
|
|
t 2 |
t 2 |
|
|
|
||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
|
|
|
t 0 |
|
|
|
|
|
|
|
Вычислим двойной интеграл (1.43) |
|
|
|
|
32