Добавил:
Опубликованный материал нарушает ваши авторские права? Сообщите нам.
Вуз: Предмет: Файл:

книги из ГПНТБ / Липцер Р.Ш. Статистика случайных процессов. Нелинейная фильтрация и смежные вопросы

.pdf
Скачиваний:
44
Добавлен:
27.10.2023
Размер:
20.66 Mб
Скачать

§ 4]

ИНТЕРПОЛЯЦИЯ УСЛОВНО-ГАУССОВСКИХ ПРОЦЕССОВ

487

 

З а м е ч а н и е 3.

Рассмотрим гауссовский

марковский

про­

цесс (Ѳ(),

с дифференциалом

 

 

 

 

т , =

0(t) + а, (t) Qt]dt +bit) dW(t)

(12.116)

и заданной гауссовской случайной величиной

Ѳ0.

Будем

пред­

полагать, что детерминированные функции a0(t), а, (t) и bit)

таковы,

что

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

т

 

 

 

 

 

 

 

 

 

т

 

 

 

 

 

I

і Я; (/) [ dt <

со,

/ =

0 ,

1 ;

J Ь2 it) dt <

оо.

 

 

о

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

о

 

 

 

 

Положим

при

 

 

 

 

 

Т

 

 

 

 

 

 

 

г(0 = МѲ<,

 

 

 

 

rp(s>O=

M (0,|0/ =

ß),

 

 

R(t)— M [Ѳ/ -

г (О]2,

Яр iß, t) = M [(0e - rß (s, t)f I0, = ß].

Если

положить

в (12.60)

A\{t, x) =

0,

B2(t, x) =

0 и считать,

что Іо не зависит

от Ѳ0,

то

нетрудно

видеть,

что

 

 

и

 

 

г [t) =

mt,

 

 

 

R (t) =

yt

 

 

 

 

rß (5, *) =

mp (s,

t),

Яр (s, 0 =

(s, t).

 

 

 

 

 

 

Значит,

согласно*)

(12.29)

и (12.30)

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

t

 

 

 

 

 

 

 

 

 

r(t) =

r{0) +

J [a0(s) +

a, (s) г (s)] ds

 

(12.117)

Й

 

 

 

 

 

 

 

0

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

t

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

Я (0 ~

 

Я (0) +

2

Cax(s) R (s) ds.

 

"

(12.118)

 

 

 

 

 

 

 

 

 

0

 

 

 

 

 

 

 

Для Tp(s, t) и Яр{s,

t)

из (12.114) и (12.115) в предположении,

что inf

Я (0 >

0 , находим

 

 

 

 

 

 

 

 

Q<t<T

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

(s, t) — ß — J

[a0(«) +

öi (и) rp (и, 0 + Ь2 (и) (Гр(и, 0 — г (и))] du,

 

 

t

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

(12.119)

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

Я» (s, 0

-

2 J

{ [а, (и) +

-fgj-]

Яр (и, t) -

1

(и) }rf«.

‘(12.120)

:) См. также замечание 3 в п. 6.

488

ФИЛЬТРАЦИЯ УСЛОВНО-ГАУССОВСКИХ ПРОЦЕССОВ

[ГЛ. 12

 

Аналогом (12.109) и (12.119) являются формулы

 

г&(s, t) =

r(s) + А (s) exp ^ J щ (и) duj R+ (t) (ß — r (t)),

(12.121)

Rp (s>t) =

R (s) R2(s) exp (2J cti (u) du \ R +(/).

(12.122)

§5. Уравнения оптимальной экстраполяции

1.В этом параграфе выводятся уравнения экстраполяции для условно-гауссовских процессов, позволяющие эффективно вычислять оптимальные (в среднеквадратическом смысле) оценки

значений Ѳ( по наблюдениям £о= {!„> Однако,

в отличие от рассмотренных выше задач фильтрации и интер­ поляции, эти уравнения будут выведены не для общего про­ цесса (0,|), заданного уравнениями (12.1), (12.2), а только для двух частных случаев, приводимых ниже. Это сужение класса

рассматриваемых процессов (Ѳ,

|) связано с тем, что услов­

ные распределения

 

для t > s уже

не являются,

вообще говоря, гауссовскими.

 

 

 

 

 

 

2. Обозначим

для t ^ s

 

 

 

 

 

 

л, (*, s) = М (Ѳ415Г|),

 

n2(f,s) =

M(Ét |0 “|).

(12.123)

Как и в случае интерполяции,

для

этих

характеристик

можно выводить

уравнения

двух

типов:

прямые

уравнения

(по / при фиксированном s)

и

обратные

(по s f t при фикси­

рованном /). Из прямых уравнений можно понять, как ухуд­ шается прогноз значений Ѳ* при возрастании /. Обратные уравнения позволяют установить степень улучшения качества прогноза значений 0/ с «увеличением данных», т. е. с ростом s.

Отметим, что обратные уравнения экстраполяции можно было бы вывести из общих уравнений экстраполяции, получен­ ных в восьмой главе. Здесь, однако, мы приводим другой и, пожалуй, более естественный для данного случая вывод.

Будем предполагать,

что (Ѳ, !) = (Ѳ„ £*),

является

k -j- /-мерным процессом диффузионного типа с

 

 

 

2

 

 

 

dQ, =

[а0 (/) + а, (/) ѲЛ dt + 2

Ь, (/,

|) dWt (/),

(12.124)

 

 

l's= [

 

 

 

 

 

 

2

 

 

dl, =

[AQ(t, £) + А,(/,

£) Qt] dt 4 - 2

Bi (/, I) dW2 (t),

(12.125)

 

 

 

i= \

 

 

где коэффициенты удовлетворяют условиям (I)—(IV), (VIII) —(X), причем элементы вектора aQ(t) и матрицы щ (/) являются

§ 5]

УРАВНЕНИЯ ОПТИМАЛЬНОЙ ЭКСТРАПОЛЯЦИИ

489

 

детерминированными функциями времени, а условное распре­ деление Р(Ѳ0^ а | | 0) является гауссовским.

Пусть, далее, ф*— фукдаментальная матрица уравнения

 

 

 

 

 

dt

 

'■а, (0 ф(,

 

t >

 

s,

 

(12.126)

с фsS— E{kxk).

При

этих

допущениях

справедлива следующая

Т е о р е м а

12.12.

Пусть процесс

(Ѳ,

 

|)

управляется системой

уравнений

(12.124),

(12.125).

Тогда

для

каждого фиксирован­

ного s,

0 ^

s ^

t ^ Т, п\ (t, s)

удовлетворяет уравнению

 

 

 

 

 

d t i i

(t , s)

a0(t) +

ax{t)nx{t, s)

 

(12.127)

 

 

 

 

 

dt

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

c nx(s, 5) =

ms, где tns определяется из уравнений (12.66),

(12.67).

При

фиксированном t

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

S

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

п{ (t, s) =

n, (t, 0) + j

(fl f(b о В) (и, I) + yuÂ\ {и, I)] о ß)-1 (и, l) X

 

 

 

 

0

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

X [ d i u — (А0(и, £) +

Ах (и, І) mu) du],

(12.128)

где mu и

уа находятся

из

уравнений (12.66), (12.67), а

 

 

 

 

пх(t, 0) =

ф<

Щ + j

(Фо)

ао(s) ds

(12.129)

Д о к а з а т е л ь с т в о .

Воспользуемся

тем,

что

 

а,

(/,

s) =

М(в, I Г » = М[М (Ѳ, I Г ) )

1Sr\\ =

М(т, ]

 

где mt согласно (12.66)

представляется

в следующем виде:

 

 

 

t

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

mt — ms + I К (и) + ау (и) ти] du +

 

 

 

 

 

 

 

 

t

 

S

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

+

j

[(ЬоВ)(иЛ) +

УаА \ ( ^ t)\(Bob)-ll2(u,l)dW u-

(12.130)

Но

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

М^ I

о В) (и, I) + у„л; (и, Щ о В Г Щ(и, g) dWuI r i j

= 0;

поэтому, беря от обеих частей (12.130) условное математическое ожидание М (-|ЗГ|), приходим к уравнению (12.127).

490

 

 

ФИЛЬТРАЦИЯ УСЛОВНО-ГАУССОВСКИХ ПРОЦЕССОВ

[ГЛ. 12

Для вывода представления (12.128) положим в (12.130) s = 0.

С

помощью формулы Ито

нетрудно

убедиться в

том, что

(единственное)

непрерывное

решение

mt

уравнения

(12.130)

с s =

0

может

быть

записано

в следующем

виде:

 

 

 

 

 

t

 

 

 

 

 

tnt =

Фо

т0+

J (Фо)

' aQ(и) du +

 

 

 

 

 

 

 

о

 

 

 

 

 

 

 

+

[(bo В) (и ,1) + ѴиА*Ли ’ Щ (В ° В )~]І2 (и, l)d W u .

 

 

 

0

 

 

 

 

 

 

Отсюда находим

s

m t = пх (t, 0 )+ j [{Ьо В) {и, ё)+ѵ„д; (И , 1)1 ° В)~1,2(и, £) dWu+

о

t

+ J q!u[(boB)(u, l) + yuAl(u,l)](BoB)-]ß(u,l)dW u. (12.131)

S

Вычисляя условное математическое ожидание М (- \@~1) от обеих частей (12.131), получаем требуемое представление

(12.128).

Пусть

наряду с

прогнозом

значений

Ѳ, требуется по

3.

І* = [lu,

s < t , экстраполировать и величины

Снова

будем

предполагать, что

условное

распределение

Р (Ѳ0^ а

|£0) является гауссовским и выполнены предположения

(I)—(IV), (VIII)—(X), причем

 

 

A0(t, х ) ~ Л0(0 + A2{t)xu

(/, х) =

ах(t), Ai (t, х) = Л( (t),

где элементы векторов и матриц a,-(I), Ai(t), i = 0, 1, 2, являются детерминированными функциями. Иначе говоря, пусть

гіѲ, = [а0 (t) +

ö[ (t) Ѳ, +

а2 (t) Ы dt +

2

bt {t, £) dWt (t),

 

2

(12.132)

 

 

 

i

=1

 

 

 

 

 

 

2

 

 

d\t — [Л (0 +

(0

+ A2 (t) |<] dt +

X Д- (^, I)

(t).

(12.133)

 

 

 

1=1

 

 

Пусть, далее, Ф* — фундаментальная матрица системы (t > s)

dd>l

_

/ cii (t)

a2(t) A

dt

=

U ,(f)

a 2 (0J s’

г д е O f = E y{k+t) X (ft+p)-

§ 5] УРАВНЕНИЯ ОПТИМАЛЬНОЙ ЭКСТРАПОЛЯЦИИ 491

Т е о р е м а

12.13.

При

 

сделанных

допущениях

пх(/, s) и

п2(t , s)

при заданном s являются решениями системы уравнений

 

dtti ( t, s)

 

a0 (t)

 

' ai (0

 

 

\ ( щ (t, s)'

 

 

~

dt

'

+

a2 (t)

(12.134)

 

dn2 ( t, s)

 

A0(t)

Mi (0 A2( t ) ) \ n 2(t, s),

 

 

dt

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

с щ (s,

s) = ms,

n2(s, s) =

 

 

 

 

 

 

 

 

При

фиксированном t

 

 

 

 

 

 

 

 

I nx(t,

s ) \ _ ( n x(t,

0) \

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

І л 2(*. s ) j ~ \ n 2(t,

0)/ +

 

 

 

 

 

 

 

 

 

+ J Ф«

' [(Ö 0 B)(u,

l) +

yuA\(u, D] оB)~m (и, g)'

 

 

 

 

{BoB)u\ u , D

 

 

dWu, (12.135)

 

 

 

 

 

 

 

 

 

где

 

tii (t,

0)

 

 

 

Шп

 

 

a0(s)

 

 

 

 

 

Фо

 

 

ds.

(12.136)

 

 

n2{t,

0)

 

 

+

/ф .

 

Ao(s)

Д о к а з а т е л ь с т в о .

Принимая во внимание предположения

о коэффициентах

системы,

из

(12.66)

и

(12.133) находим, что

М

/

ms \ ,

f

( ао (и) \

,

,

Г /

«1 («)

щ (и) ) ( ши

 

 

 

+

/

A0(u)Jе

т

 

J V-Ai (и)+

A2/ (и),

 

 

 

+ 1

[(bo В) (и,

і) +

уиА\(и,

Щ ( В о В Г и2<

dWu.

 

 

 

 

 

 

 

 

(В о В)щ (и,

I)

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

Отсюда (как и при доказательстве предыдущей

теоремы) легко

выводятся уравнения (12.134) и представление (12.135).

З а м е ч а н и е .

Для

частного

случая

уравнений

(12.132),

(12.133), отвечающих схеме Калмана—Бьюси (см. гл. 10), пря­

мые и обратные уравнения

экстраполяции справедливы лишь

в предположениях теоремы

10.3.

Г Л А В А 13

УСЛОВНО-ГАУССОВСКИЕ ПОСЛЕДОВАТЕЛЬНОСТИ. ФИЛЬТРАЦИЯ И СМЕЖНЫЕ ВОПРОСЫ

§1. Теорема о нормальной корреляции

1.В предыдущих двух главах рассматривались задачи фильтрации, интерполяции и экстраполяции для условно-гаус­

совских случайных процессов

(Ѳ, |) с непрерывным

време­

нем t ^ O .

В настоящей главе эти задачи будут изучаться для

случайных

последовательностей

с дискретным временем

t = О,

Д, 2Д,

обладающих также

свойством «условной

гауссо-

вости».

 

 

 

Важно подчеркнуть, что материал данной главы не исполь­ зует тот сложный аппарат теории мартингалов, который при­ меняется для случая непрерывного времени. По существу, все результаты этой главы выводятся из теоремы о нормальной корреляции (теорема 13.1). Поэтому читатель, желающий озна­ комиться с теорией фильтрации и смежными вопросами для случая лишь дискретного времени, может приступить к чтению этой главы без предварительного изучения материала предшест­ вующих глав.

Сравнение результатов для дискретного и непрерывного времени показывает, что, по крайней мере внешне, между ними имеется большое сходство. Более того, формальный предельный переход (при Д —>0) позволяет из результатов этой главы полу­ чить соответствующие результаты для случая непрерывного вре­ мени. Однако строгое обоснование этого предельного перехода вовсе не просто и потребовало бы, по существу, привлечения всего того аппарата, который был использован в предыдущих главах.

2. Формулировка и доказательство основного результата данного параграфа — теоремы о нормальной корреляции — тре­ буют введения и исследования свойств псевдообратных матриц.

Рассмотрим матричное уравнение

 

АХА = А.

(13.1)

§ 1]

ТЕОРЕМА О НОРМАЛЬНОЙ КОРРЕЛЯЦИИ

493

 

Если А — квадратная невырожденная матрица, то это уравнение

имеет единственное решение X = Л~'. Если же матрица А вы­ рожденная или даже прямоугольная, то решение уравнения (13.1), если оно существует, нельзя определить однозначно. Тем не менее существует (это будет доказано ниже), и притом (в опре­ деленном классе матриц)единственная, матрица, удовлетворяю­

щая уравнению (13.1). Эта матрица далее будет обозначаться А + и называться псевдообратной матрицей.

О п р е д е л е н и е . Матрица

А + (порядка

п у т ) называется

псевдообратной к матрице А =

А{тХП), если

выполнены следую­

щие два условия:

 

 

АА+А = А,

(13.2)

Л+ = ДЛ* = ЛѴ,

(13.3)

где U и V — некоторые матрицы.

Из условия (13.3) следует, что строки и столбцы матрицы Л+ являются линейными комбинациями соответственно строк и столбцов матрицы А*.

Ле м м а 13.1. Матрица А h, удовлетворяющая условиям (13.2)

и(13.3), существует и единственна.

Д о к а з а т е л ь с т в о . Начнем с доказательства единствен­

ности. Пусть A t и A t — две различные псевдообратные матрицы. Тогда

AAtA = A,

A f = UlA* = A*Vx

и

 

A A tA = Л,

A t = U2A* = A*V2

с некоторыми матрицами Ub Vu U2и Ѵ2. Положим D = A t A t ,

U = UX- U 2, V = VX— V2.

Тогда *)

ADA = 0, D = UA* = A*V.

Ho D* = V*A, поэтому

(DA)* (DA) = A*D*DA = A*V*ADA = 0,

и, значит, DA — 0. Отсюда, испотьзуя формулу D* = AU*, на­ ходим, что

DD* — DAW = 0.

Следовательно, A t — А І — D — 0.

Для доказательства существования матрицы А+ предположим сначала, что ранг матрицы Л (порядка т У п с т ^ п ) равен п.

) 0 —нулевая матрица.

494

у с л о в н о -г а у с с о в с к и е п о с л е д о в а т е л ь н о с т и

[ГЛ. 13

 

 

 

 

 

Покажем, что в этом случае матрица

 

 

 

 

Л+ =(А*А)-1А*

 

(13.4)

удовлетворяет условиям (13.2), (13.3).

 

 

 

 

Свойство (13.2), очевидно, выполнено, поскольку

 

 

ЛЛ+Л = А {А*А)-1{А"А) = А,

 

 

где А*А — невырожденная

матрица порядка

пУ(п.

Равенство

A + = UA* выполнено с U — (Л*Л)_1.

Равенство же

А+ — А"Ѵ

выполняется, как легко

проверить,

если

положить V =

= А (Л*Л)-2Л*.

Аналогичным образом показывается, что если ранг матрицы Л (порядка m X « с т ^ п ) равен ОТ, то псевдообратной к ма­ трице Л является матрица

Л+ = Л *(Л Л Т !.

(13.5)

Для доказательства существования псевдообратной

матрицы

в общем случае используем тот факт, что всякую матрицу Л порядка тХге ранга г можно представить в виде произведения

 

 

Л = ß • С

(13.6)

с матрицами

ß (mXr)

и С{гХп> ранга

Д я .

Действительно, возьмем в качестве матрицы В матрицу,

составленную

из г

независимых столбцов

матрицы Л. Тогда

все столбцы матрицы Л можно выразить через столбцы ма­

трицы В, о чем и свидетельствует формула (13.6),

задающая

«скелетное» разложение матрицы Л.

 

Положим теперь

 

Л+ = С+В+,

(13.7)

где согласно (13.4) и (13.5)

 

С+ = С*(ССУ'.

(13.8)

ß + = (ß*ß)~Iß*.

(13.9)

Тогда

 

ЛЛ+Л = ВСС*(С С Т ‘ (В*В)~1В*ВС — ВС = А.

Далее, если положить U = С* (СС*)-1 (ß*В)~1(СС*)~1С, то легко проверить, что UА* — А+.

Аналогичным образом проверяется, что Л+ = Л*V с

V = B (ß*ß)-‘ (СС*)- ' (ß’ß)~' ß.

Лемма доказана.

§ 1]

ТЕОРЕМА О НОРМАЛЬНОЙ КОРРЕЛЯЦИИ

495

3. Укажем ряд используемых далее свойств псевдообратны матриц:

1°.

А А +А = А, А +А А + = А +.

2°.

(А*)+ = (А+)\

3°. (л +)+ =

А.

4°. (Л+Л)2 =

Л+Л, (Л+Л)’ =--Л+Л, (АА+)2= А А +,

 

 

(АА+У = А А +.

5°. (Л*Л)+ =

Л+ (Л*)+ = Л+(Л+)*.

6°. Л+ = (Л*Л)+Л* — Л* (Л Л*)+.

7°. Л+ЛЛ* = Л*ЛЛ+ = Л*.

8°. Если

S — ортогональная

матрица,

то (S4S’)+ = 5Л +5*.

9°. Если

Л — симметрическая неотрицательно определенная

матрица порядка п X « ранга

г < п, то

 

 

Л+ = Г (ТГ)~2Т,

(13.10)

где матрица Т(пхг) ранга г определяется

из разложения

 

Л =

Т*Т.

(13.11)

10°. Если матрица Л невырожденная,

то Л+ = Л-1.

Указанные свойства проверяются непосредственным подсче­

том. Так, свойства 1° и 2° вытекают из

(13.2), (13.6) — (13.9).

Равенства

Л+ = С+В+ = С* (СС*)~1(В 'ВГ1В* = ВС,

где

 

 

 

 

в = с * ( с с т \

с = ( в * в г 1в \

задают скелетное разложение матрицы Л+, из которого сле­ дует 3°. Свойство 4° вытекает из 1°, 2° и (13.7) — (13.9). Чтобы доказать 5°, надо рассмотреть скелетное разложение А — ВС

и представить матрицу А*А в виде произведения ВС, где В — С*

и С = В*ВС. Свойства 6° и 7° вытекают из

1° — 5°.

 

Для доказательства 8° достаточно заметить, что в силу орто­

гональности (SS* = E) матрицы 5

 

 

(5Л5*) (5Л+5*) (5Л5*) = S A А +AS* = SAS.

(13.12)

Далее, если А + — UА* — А*Ѵ, то

 

 

5 Л+5* == 5 (UA*) S = S U (S*S) Л’5 = Д (5Л*Я =

U (S A S *)*

(13.13)

с Ü = S U S \

 

 

496

УСЛОВНО-ГАУССОВСКИЕ

ПОСЛЕДОВАТЕЛЬНОСТИ

[ГЛ. 13

Аналогично устанавливается,

что

 

 

с y =

SVS*.

SA+S* =

(SAS’)*^

(13.14)

 

 

 

 

Из

(13.12) —(13.14)

вытекает, что

(5AS*)+ == S А+5*.

Наконец, свойство

9° следует из

скелетного

разложения

А = Т Т и формул (13.7) —(13.9).

З а м е ч а н и е . Согласно свойству 9° в случае симметрических неотрицательно определенных матриц А псевдообратная ма­

трица А+ может быть определена формулой (13.10), где ма­ трица Т определяется из разложения А = Т*Т. Это разложение, вообще говоря, не единственно. Однако псевдообратная ма­

трица А+ = Т (ТТ*)~2Т определяется однозначно независимо от способа разложения А = ГТ. Таким образом, в случае сим­ метрических неотрицательно определенных матриц А псевдо­ обратная матрица

А ', если матрица А не вырождена,

А +

(13.15)

Т* (ТТ*)~2Т, если матрица

А вырождена.

4. Напомним, что случайный вектор I — (^.........£„) назы­ вается гауссовским (нормальным), если его характеристическая функция *)

 

 

 

 

П

Фі (z) = М exp [гѴ|], z =

{zu .

.

zn),

z*l = 2 г,-|г,

задается формулой

 

 

 

£=1

 

 

 

 

Фі (z) = exp

iz*m

2

z*Rz

(13.16)

где m = ... , mn), а R — ||^^|| — неотрицательно определен­

ная симметрическая матрица порядка (п X «)■ Параметры m и R имеют простой смысл. Вектор m есть вектор средних значений, т = М£, а матрица R есть матрица ковариаций,

/?==соѵ (£, I) = М (I — m) (I m)\

Сформулируем ряд простых свойств гауссовских векторов.

1.Если 1 = (1и . . . , 1п) — гауссовский вектор, АітХп) — ма­

трица и а — (аь . .. ,

ат) — вектор, то

случайный вектор ц =

=

AI + а является гауссовским

с

 

 

 

 

Фч (z) = exp { iz* +

Ат) -

у

/ (АЛ!А*) z j

(13.17)

и

Мт] — а +

Ат, соѵ(г), т)) =

А соѵ (g, £) А*.

(13.18)

 

*) При алгебраических операциях векторы а считаются столбцами, а век­ торы а*— строками.

Соседние файлы в папке книги из ГПНТБ