![](/user_photo/_userpic.png)
книги из ГПНТБ / Востров М.В. Основы авиационной автоматики
.pdfНайденные значения tp |
и ДЯтах удовлетворяют постав |
|
ленным требованиям. |
|
|
2) W 0{p)= _ |
(фиг. 3.39); |
|
(Тр + \)р |
|
|
k = 1000; |
'/'=0,0033 |
сек. |
Выбрать корректирующее устройство, при котором будет обес печено
tp < 0,03 сек., ДЯтах < 30°/о>
коэффициент усиления разомкнутой системы k > 1000. Выбор
корректирующего устройства ведем в прежней последователь ности:
а) |
»е = (Зч-5)- |
100 1/сек, |
|
б) |
Возьмем u)3 — Зсос = 300 1 /сек |
0,1ш = 30 1 iceк |
для |
типовой ЛАХ. |
|
|
|
|
|
в) ЛАХ корректирующего устройства соответствует переда |
||||||
точной функции звена со следующими параметрами: |
W (р) =± |
|||||
= |
ПрИ |
—0,033 сек. |
и |
72 = 0,33 |
сек. |
|
Т2 Р + 1 |
реализующей такую передаточную |
функцию, |
||||
г) |
Вид схемы, |
|||||
приведен на фиг. 3.39. При С = |
1 \iF; |
Т |
0 033 |
|||
/?, = —- |
= —------ = 33&Q |
|||||
|
|
|
|
С |
10ч |
’ |
пТ2— Г, 0,33 - 0,033 •
я 2=- |
с |
— |
~ 3 0 0 |
|
|
10- |
140
вами в зависимости от требований, предъявляемых к системе, можно скорректировать разными корректирующими устройст вами в зависимости от требований, предъявляемых к системе.
§ 6. РЕАКЦИЯ СИСТЕМ АВТОМАТИЧЕСКОГО РЕГУЛИРОВАНИЯ НА СЛУЧАЙНЫЕ ВОЗМУЩЕНИЯ
Впредыдущем изложении теории автоматического регули рования все сигналы, воздействующие на систему, предполага лись известными, регулярными.
Вдействительности же, как правило, характеристики сигна лов не могут быть в каждый момент времени точно предсказа ны, являются случайными. В качестве примеров можно приве сти радиолокационную станцию углового сопровождения, в ко торой основным источником шумов является радиолокационный
координатор, или полет самолета в турбулентной атмосфере; в- этом случае на самолет действуют случайные возмущающие силы и моменты, обусловленные изменениями местных углов атаки крыла, оперения, корпуса и т. д.
Данный параграф посвящен изложению основ статистиче ской динамики систем регулирования применительно к линей ным системам с постоянными параметрами при стационарных случайных возмущающих воздействиях.
Прежде чем переходить к рассмотрению прохождения сигна лов со случайными характеристиками через системы автомати ческого регулирования, напомним кратко основные характери стики случайных сигналов, предполагая знание элементов тео рии вероятностей.
Случайным называется процесс, описываемый случайными функциями.
Случайной функцией некоторой независимой переменной t называется такая функция x(t), значение которой при любом заданном t является случайной величиной. Если статистические характеристики процессов не меняются во времени, то такие процессы и соответствующие им случайные функции называют ся стационарными.
Помимо свойства инвариантности статистических характе ристик по отношению к сдвигу во времени для стационарных случайных процессов, важное значение имеет другое свойство— свойство эквивалентности среднего по времени среднему по множеству. Это свойство носит название эргодичности. В этом случае для определения характеристик стационарной эргодической функции можно ограничиться одним опытом, осущест вляемым в течение достаточно большого интервала времени, вместо множества опытов, необходимых для определения харак теристик неэргодического процесса.
Среднее значение (математическое ожидание), средний квадрат и корреляционная функция для стационарной эргоди-
141
ч е с к о й ф у н к ц и и x ( t ) в ы р а ж а ю т с я с л е д у ю щ и м и ф о р м у л а м и :
|
Нш■ |
1 |
x(t)dt\ |
|
|
|
Т -* о о |
2т |
J- |
г |
|
|
|
— Т |
|
|
|
|
■Нш |
|
г |
Г |
|
|
1 |
|
|
||
|
Т -*■ОО |
|
|
||
|
2Т |
J |
x 2(t) dt; |
(3.79) |
|
|
|
|
-7 |
|
|
Rx, (т) = * (t) х (t + x) = |
M [x (t) x (t + |
t)] |
|||
llm |
- — |
x(t) x ( t + t) d t. |
|
||
г-оо |
2T |
|
|
|
|
Корреляционная функция является достаточной характери
стикой для цели решения задачи прохождения случайной функ ции через линейную систему. Однако для стационарных эргодических случайных функций во многих случаях более удобно применять другую характеристику — спектральную плотность,
выражение для которой имеет следующий вид:
j R ^ W e - ^ d r , |
(3.80) |
г. е. спектральной плотностью стационарной случайной функ ции x(t) называется преобразование Фурье корреляционной функции Rxx{*). Следовательно, обратное преобразование
Фурье выражает корреляционную функцию через спектральную плотность °° '
^ (t)=4 r |
eJmdiD- |
(381) |
|
—оо |
|
Основной задачей анализа динамики системы, находящейся под воздействием случайных возмущений, является определение статистических характеристик реакции системы на эти возму щения.
Для линейных систем с постоянными параметрами эта зада ча может быть решена как путем использования корреляцион ных функций, так и путем рассмотрения спектральных плот ностей.
1. П р ео б р а зо в а н и е к ор р ел яц и он н ы х ф ун к ци й в л и н ей н ы х ста ц и о н а р н ы х си с т е м а х
Рассмотрим первоначально преобразование корреляционных функций при воздействии на стационарную систему (систему с постоянными параметрами) одной случайной стационарной эргодической функции.
142
Динамические свойства линейной стационарной системы ха
рактеризуются передаточной |
функцией |
Ф(D) |
или |
импульсной |
|||||
переходной (весовой) функцией |
|
|
|
|
|||||
Для удобства написания будем в этом параграфе обозначать |
|||||||||
л-вх= л и х вых = у. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Выходная величина у связана с входной |
величиной х со |
||||||||
отношениями: |
|
У= Ф(С)х; |
|
|
|
|
|||
|
|
|
|
|
|
|
|||
|
|
|
|
оо |
|
|
|
|
|
|
|
У(*)= f Hh{x)x(t~x)dx. |
|
(3.82) |
|||||
|
|
|
|
о |
|
|
|
|
|
Для нахождения корреляционной функции запишем инте |
|||||||||
гралы свертки для моментов времени t |
и t -f х: |
|
|||||||
|
|
|
со |
|
|
|
|
|
|
|
y { t ) = |
j |
Я*(х,) x { t - x,)dx |
|
|
||||
|
|
|
О |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
ОС |
|
|
|
|
|
|
у (t + х) = |
J |
Нъ(t2) х (t 4- X- |
х2) dx2. |
|
|
||||
|
|
|
О |
|
|
|
|
|
|
Произведение интегралов |
|
|
|
|
|
||||
|
|
» |
|
|
|
|
ое |
|
|
У {t) у {t + х) = |
[ |
Нъ(т,) x( t |
х,) dxi \ Нь(т2) х (t -f 1 — Т2) dt2 |
||||||
|
|
d |
|
|
|
о |
|
|
|
можно записать в виде двойного интеграла |
|
|
|||||||
У(t)y(t - |
х) = j |
|
Иь(х,)Я4(Т2) |
x [ t — т,) x(t -f х - |
Х2) dxx dxr |
||||
|
о |
о |
|
|
|
|
|
|
|
Применяя |
операцию математического |
ожидания |
(усреднения) |
||||||
и, учитывая, что |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
M\y{t)y{t + х)) = |
/?у (х); |
|
|
|
||||
|
М [х (t - |
Xj) х (t + |
х — х2)] = |
Rx (х -f х, — t2), |
получаем
ООсо
Д Д х ) ^ |
[ Я{ (xj) Я й(х2) (х + х, х2) fifxj dx2. |
(3.83) |
b |
6 |
|
Если представить данное интегральное соотношение в виде
Ry = | я 5 (х2) u (х х2) dx2; |
|
о |
(3.84) |
|
143
то становится ясным, что преобразование (3.83) корреляционной функции в линейной системе эквивалентно двойной операции свертывания, причем весовой функцией в обеих этих операциях
является импульсная |
переходная |
функция |
рассматриваемой |
системы. |
|
|
|
Следует заметить, что в первой операции свертывания [ниж |
|||
нее уравнение (3.84)] |
фигурирует |
, вместо |
обычного — т, . |
Это соответствует как бы изменению направления течения вре мени или изменению знака у оператора дифференцирования в соответствующей передаточной функции.
Таким образом, если интегральные соотношения заменить передаточными функциями, то корреляционная функция-выход ной величины определяется уравнением
|
|
Я,(т) = Ф ( С ) Ф ( - С ) /?,(*). |
(3.85) |
||||
Во многих случаях ставится задача определения некорреля- |
|||||||
циоиной функции выходной |
величины, |
а только ее среднего |
|||||
квадрата |
или дисперсии. |
|
|
при х = 0 |
|||
Эта задача решается формулой (3.79) |
|||||||
|
|
со |
со |
|
|
|
|
у/2 = |
Ry (0) = J |
| я |
5(т1)Я 6(т2)/?л(т1 — т2)й?т,й(т2. (3.86) |
||||
|
|
о |
о |
|
|
|
|
Действительно, при |
т = 0 выражение |
для |
корреляционной |
||||
функции |
становится аналогичным |
выражению |
для среднего |
||||
квадрата |
(3.79). |
со |
средним |
квадратом |
следующим со |
||
Дисперсия |
связана |
||||||
отношением: |
|
f |
= Dx + mx*, |
|
(3.87) |
||
|
|
|
|
||||
где тх — математическое |
ожидание случайной функции x(t)\ |
Dx — дисперсия x(t).
Математические ожидания входной и выходной величин свя заны соотношением
ту = Ф (D) тх,
т. е. математические ожидания при прохождении случайных функций через линейные системы преобразуются как неслучай ные функции.
2. П р ео б р а зо в а н и е сп ек тр ал ьн ы х п л отн остей
при п р о х о ж д ен и и ст а ц и о н а р н о г о сл у ч а й н о го си гн а л а ч ер ез л и н ей н ую ста ц и о н а р н у ю си ст ем у
Если система имеет только одну случайную входную вели чину, то согласно (3.85) корреляционная функция выходной ве личины определяется выражением
/?у(т) = Ф(Я)Ф ( ~ D ) R x (x).
144
Корреляционные функции есть обратные преобразования Фурье спектральных плотностей:
|
СС , |
|
со |
Rx (т) = |
- J Sx (со) е-/‘“)Хdw; |
Ry (т) = |
j* Sy (со) е'шх du>, |
|
— оо |
|
— со |
НО |
оо |
оо |
|
Ф ( £ ) Ф ( - |
D) / S x (<o) е'шх d v — j S ^ cd) [ Ф ( 0 ) Ф ( - D)\ е 'шх dw = |
=\ S x (со) Ф (/ев) Ф (— /со) е^шт d<0.
—оо
Таким образом,
ДУ(т> ~ И 5 / (со) е^шх й?со — — | 5х(с»)Ф (/со) Ф (—/со) е /шх й?а>.
Отсюда вытекает
Sy (со) = Ф (/со) Ф ( - /со) S, (св) = |Ф (/со) |2S, (се),
(3.88)
? = /?у (0) - ~ Г | Ф (/«о) I2 S , («о) d«.
Итак, спектральная плотность случайной функции на выходе стационарной линейной системы равна произведению квадрата амплитудной частотной характеристики этой системы на спек тральную плотность случайной функции на входе.
Среднее значение квадрата выходной величины пропорцио
нально ^коэффициент пропорциональности - i - j интегралу от
произведения квадрата амплитудной характеристики на спек тральную плотность входной функции.
На практике часто приходится иметь дело с системами, на ходящимися под воздействием не одной, а двух и более случай-, ных возмущающих сил. Приведем формулы для случая двух случайных возмущающих сил x(t), z(t), действующих в раз
личных точках систем.
Обозначим передаточные функции по отношению к этим воз
мущениям Ф(О) и Ф2(0) |
и соответствующие |
весовые функции |
|||
я * (0 |
и |
Hlh{t) |
записываем |
|
|
|
|
|
.y = |
® (D )x -f Фг(£>)г; |
|
У (0 |
= |
W |
x[t — Ti) Л , + j t f . j T / z U - |
t,)d%1\ |
|
|
|
о |
|
о |
|
|
|
ОО |
|
СО |
|
У (t - f - -с) = ■ JНъ(* * ) X [t - f т — Т2) d it + JHz 5 ( т 2) z (t + Т — Т2) d x 2.
о |
о |
Ю . Изд. М 3912 |
145 |
Перемножая два нижних уравнения |
и меняя порядок интег |
|||||||||||||||
рирования, |
получаем |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
|
|
|
|
|
оо ос |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
y { t ) y { t + |
|
* ) = |
J J[ я 8 ( т х) Н ь (т2) X ( t - |
|
X (t + X — xt ) + |
|||||||||||
|
|
|
|
|
0 - |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
+ |
H z l ( x ) H b( z2) z ( t ~ - , l ) x ( t |
+ ^ ~ x 2) |
- f |
|
|
|
||||||||||
+ |
H b{xx) H z b {x2) |
|
x |
{ |
|
t |
|
x2) + |
|
|
|
|||||
+ |
H z 5 ( * i ) H z 5( x 2) г |
(t — |
T , ) г |
(t - f |
x |
— |
T 2 ) ] d x j |
dx2. |
|
|||||||
Применяя операцию |
математического |
ожидания, находим |
||||||||||||||
|
ОС со |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
ЯуСО = |
И |
|
lH b(xl) H i (x2) Rx (r + |
|
T , - t 2) + |
/Л а (тж>/ / в (ха) X |
||||||||||
|
0 |
0 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
X R zx ( х + т , — х 2 ) + |
|
Н ь( т , ) Н г * ( х 2) R xz ( х + |
т , — х 2) + |
|||||||||||||
|
+ |
#,_* (х,) Н г 6 (х2) /?г (х + |
^ — '■>)] |
|
|
|
(3.89) |
|||||||||
Здесь /?гж, |
|
Rxz — совместные |
корреляционные |
функции, при |
||||||||||||
чем в общем случае RZX^ R XZ* |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||
Если случайные функции х и z статистически независимы, то |
||||||||||||||||
R xz~= Rzx = |
0 и формула |
(3.89) |
принимает вид |
|
|
|
||||||||||
|
|
|
|
ООСО |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Rv(*) = |
j" |
f Нъ(x,) tf6 (x2) RX{1 -f |
x, - |
x2) flfx, dx2+ |
|
|||||||||||
|
|
|
|
o |
d |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
©e |
oo |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
+ |
|
f |
f Н г 4 (Xj) Я г5 (x2) /?, (X + Xi - |
X2) dxx dx2. |
(3.90) |
||||||||||
|
|
6 |
o |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Используя |
приведенную выше |
методику |
перехода |
к спек |
||||||||||||
тральным плотностям, получим: |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||
Sy (») =- Ф (уш) Ф ( - /о») |
(<!)) + |
Фг(У®) Ф (— /со) 5 гл. (и>) + |
||||||||||||||
+ |
Фг(—У®) Ф (У®) S xz (®) + |
фг (—У®) фг (У®) |
(®)> |
(3.91) |
||||||||||||
а при взаимно независимых х и г: |
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||
|
|
|
|
|
5 «(®) = 5*jt(®) = |
° |
|
|
|
|
|
|||||
|
|
•^у (® ) = ! Ф (У®) |2 S * (® ) + I ф г (У ®) |2 -5г (в>). |
( 3 .9 2 ) |
Средний квадрат выходной величины определяется по обычной
формуле
ОС
У2~ ~ - (Ч («)Л > . |
(3.93) |
146
3. Расчет систем на минимум среднеквадратичной ошибки при действии стационарных случайных сигналов и помех
Рассогласование е (фиг. 3.40), равное разности заданного значения входной величины и ее фактического выходного значе ния, характеризует точность работы системы регулирования.
Если на систему действуют также другие возмущающие си лы — помехи, отличные по своим характеристикам от управ ляющего воздействия, то в большинстве случаев существуют та кая определенная структура и значение параметров линейной системы, при которых имеют место наилучшие статистиче ские показатели точности регу лирования.
Система с указанной струк турой и параметрами назы вается оптимальной. Необхо димо отметить, что в зависи мости от ограничений, накла
дываемых на структуру и параметры синтезируемой системы, а также в зависимости от критерия точности и требований к еди ничному переходному процессу, возможны самые различные решения задачи определения оптимальной системы. Ввиду мно гообразия постановки задачи оптимальной фильтрации и много
численных возможных методов ее решения |
в настоящее время |
в отечественной и зарубежной технической |
литературе сущест |
вует большое число работ, посвященных указанной проблеме. Необходимо однако констатировать, что большая часть пред ложенных решений и методов еще не достигла уровня, доста точного для эффективного, практического использования. Поэто
му мы ограничимся |
только случаем, когда структура |
системы, |
|||||
включая |
конкретный |
вид всех |
передаточных функций, задана |
||||
и в качестве критерия точности |
принята |
среднеквадратичная |
|||||
ошибка |
е2 . Задача сводится |
к выбору значений одного или |
|||||
нескольких параметров системы, |
при которых |
е2 минимальна. |
|||||
Предварительно рассмотрим метод вычисления среднеквад |
|||||||
ратической ошибки |
с помощью |
интегральных |
квадратичных |
||||
оценок. |
|
|
|
|
|
|
действует |
Если на вход системы с весовой функцией Hb(t) |
|||||||
случайный Сигнал с характеристиками белого шума, т. е. |
|||||||
|
|
|
■= ab(t), |
|
|
|
|
где а = const и |
^(ш ) = S 0.— a, |
|
|
|
|
||
согласно |
(3.86) |
можно записать |
|
|
|
|
|
|
|
со оо |
|
|
|
|
|
|
У3= |
J J Нь W н ь(т3) 8 (т, - |
т2) dty dxs |
|
|||
|
|
о о |
|
|
|
|
1 0 * |
147 |
Белый шум является центрированной случайной функцией, поэтому выходная функция системы также центрирована, и
средний квадрат у2 совпадает с дисперсией Dy.
Учитывая основное свойство 3-функции
— 00
можно правую часть уравнения для у2 записать в форме
So j* Нь (tj) \ |
(*2) ®(xi тг) ^т2 |
d ix. |
И тогда |
|
|
Dy = У2 = 5о J Я, (Т.) Нь(Tt) dxx = 5 0 j |
н г (0 dt. |
|
о |
и |
|
Но величина |
о© |
|
|
|
|
/ = |
J Я,*(<) Л |
|
есть не что иное, как интегральная квадратичная оценка для стационарной линейной системы с сосредоточенными парамет рами. Для стационарных систем I выражается через парамет ры системы.
Если передаточная функция системы равна:
|
|
|
ф т \ = |
Ь0 + ЬХР |
------- hbmDm |
|
|||
то при |
т < п — 2 [1] |
a0 + axD + ----- \-anDn |
|
||||||
|
|
|
|
|
|
||||
/ = |
[ и ь2 [t) dt — ^!_Д1+ |
Д2.А?.± |
Ат+1 } |
(3.94) |
|||||
|
|
J |
|
|
|
|
2а02 Л |
|
|
|
О |
|
|
|
|
|
|
|
|
а при m < |
п — 1 |
|
|
|
|
|
|
||
/ = 1 |
Я 82(^) d t — « 0'4 0 + i V |
V f |
■. +15 'Я—1Ая-1 ~- 2 V |
V A |
|||||
о |
|
|
|
|
|
|
2а02 Д |
|
(3.95) |
|
|
|
|
|
|
|
|
||
где |
|
|
а0 |
а2 |
|
а4 |
- а6 • • • 0 |
|
|
|
|
|
|
|
|||||
|
|
|
0 |
ах |
— а8 |
«6 • |
• • 0 |
|
|
|
|
Д = |
0 |
— а0 |
|
а2 - а4 • • • 0 |
|
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
О |
О |
О |
|
|
в « - 1 |
|
148
М * *=<б,1,... ti— 1) — определитель, йолучающийся из А За меной v -|- 1 столбца столбцом а^оОО...,
Bi = V ;
=^j2 — 2Ьйb2,
Bk+i — fr*2 ~ |
%bk_1b/t+ i + • — \-2( — \)kb0b2k |
|||||
Вп+г = |
^ 2; |
|
|
|
|
|
£</ = |
V ; |
|
|
|
|
|
£ ,' = |
ь;2- |
2 V |
V ; |
|
|
|
/ |
|
|
|
|
|
|
B'л—1 ■4-,; |
|
|
|
|
||
h ' = h I — -^L |
|
|
||||
b1 |
|
|
a |
|
|
|
|
|
|
|
|
||
b2' = b n—1 |
|
|
|
|
||
K -i = |
6/2 — 1 |
'л-2 |
Q/l-l |
\ |
_ |
|
■'n—1 |
а* |
I |
’ |
|||
|
|
|||||
Реальные стационарные случайные |
возмущающие функции |
в большинстве встречающихся на практике случаев отличны от белого шума, они приближенно могут быть представлены в ви де белого шума, прошедшего через некоторые линейные фильтры.
Задача ставится так. Зная реальную корреляционную функ цию случайного процесса /?р (х), подобрать передаточную функ
цию Wty(D) |
некоторого |
фиктивного формирующего |
фильтра, |
|
который преобразовывал |
бы белый шум в |
случайный |
процесс |
|
с корреляционной функцией, приближенно |
равной /?р(т). |
|||
Согласно |
(3.85) решение задачи имеет |
место при |
|
Rp(z) = S0Ws(D) W ^ - D ) b ( z ) .
Определение искомой передаточной функции фильтра в виде дробно-рациональной функции возможно различными методами. Часто для этой цели используются спектральные плотности.
149