
Конспект по фильтрации
.pdf
Мальцева Н. В. |
Рекуррентная и адаптивная фильтрация |
61 |
|||
2. |
Параметры π(x, y|z): |
|
|
|
|
|
|
E(x|z) = mx|z ; |
E(y|z) = my|z ; |
||
|
cov(x, x|z) = Pxx|z ; |
cov(x, y|z) = Pxy|z ; |
cov(y, y|z) = Pyy|z . |
||
Тогда верны следующие утверждения: |
|
|
|||
1. |
Апостериорная плотность распределения вероятностей |
π(x|y, z) гауссовская. |
2.Условное математическое ожидание E(x|y, z) и условная корреляционная матрица cov(x, x|y, z) задаются формулами:
E(x|y, z) = mx|z
K = Pxy|z
cov(x, x|y, z) = Pxx|z
+ K(y − my|z)
·Pyy−1|z
−KPxyT |z
Доказательство. Доказательство данного следствия может быть выполнено аналогично доказательству теоремы о нормальной корреляции, если положить в ней:
π(x, y) = π(x, y|z) , |
mx = mx|z , |
my = my|z ; |
Pxx = Pxx|z ; |
Pxy = Pxy|z ; |
Pyy = Pyy|z ; |
Итак, рассмотрим первый класс задач интерполяции, а именно, дискретную интерпо ляцию в закрепл¼нной точке .
Алгоритм (интерполяции в закрепл¼нной точке). Äàíî: 1. Модель системы:
|
xk+1 = Φ(k + 1|k)xk + (k + 1|k)wk |
(17.1) |
2. |
Модель измерений: |
|
|
yk = Hkxk + vk |
(17.2) |
3. |
Априорные данные: |
|
|
x0 N(x(0|0), P0) ; wk N(0, Qk) ; vk N(0, Rk) ; |
|
|
cov(wk, wj) = Qkδkj ; cov(vk, vj) = Rkδkj ; |
(17.3) |
|
cov(wk, vj) = cov(x0, wk) = cov(x0, vk) = 0 |
|
4.tN фиксированный момент времени;
Y0k = {yi, i = 0, k}, k = N +1, N +2, . . . выборка измерений нарастающего объ¼ма.
Доказать:
Алгоритм интерполяции значений |
|
x(N|k) = E(xN |Y0k) è P (N|k) = cov(xN , xN |Y0k) |
(17.4) |
Мальцева Н. В. Рекуррентная и адаптивная фильтрация |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
62 |
||||||||||||||||||
имеет вид: |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
P (N k + 1) = P (N k) K(N k) |
Hk+1P (k + 1 k)Hk+1 |
; |
|
|
k+1 |
K (N k) |
|
|||||||||||||||||||||
x(N|k + 1) = x(N|k) + K(N|k) yk+1 |
− Hk+1x(k + 1|k) |
|
|
|
|
|
|
| |
(17.5) |
|||||||||||||||||||
| |
|
| |
− e |
| |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
| |
|
T |
|
|
|
|
|
|
T |
|
||||
K(N k) = M(N k)Φ (k + 1 k)H |
|
|
|
|
H P (k + 1 k)H |
|
|
|
|
|
|
(17.7) |
||||||||||||||||
|
| |
| |
e |
|
| |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
| |
+ R |
|
|
e k+1 |
|
|
(17.6) |
|||
|
|
|
k+1 |
k+1 |
|
|
|
|
|
|
|
k+1 |
|
|
−1 |
|
||||||||||||
|
|
|
T |
|
|
|
T |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
k+1 |
|
|
T |
+ R |
|
|
|||||
M(N k + 1) = M(N k)Φ (k + 1 k) I |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||
e |
|
|
T |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
k) H |
|
|
T |
; |
|
|
|
|
|
|
||
| |
|
| |
|
| |
− |
|
|
defK |
|
| |
|
|
|
|
|
|
(17.8) |
|||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
K(k + 1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
| |
|
|
|
|
|
|
|
} |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
M(N|N) = P (N|N) ; |
|
|
|
|
|
|
={zk |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
(17.9) |
|||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Здесь M(N|N) = cov(xN , xk|Y0k), а величины x(N|N), P (N|N), K(k+1|k), x(k+1|k), P (k+
+ 1|k) задаются соотношениями стандартного фильтра Калмана.
(x,z,y)
Доказательство. Применим к вектору {xN , Y0k, yk+1} следствие из теоремы о нормальной корреляции:
|
| |
|
E |
| 0 |
|
k+1 |
|
|
| |
|
| |
h k1 |
− E |
|
|
| |
0 |
|
i |
|
|
|
|
|||
x(N |
|
k + 1) |
= |
(xN |
Y k, y |
|
) = x(N |
k) + K(N k) |
y |
+1 |
|
(yk+1 |
Y k) |
; |
|
|
|
(17.10) |
||||||||
K(N|k) |
= cov(xN , yk+1|Y0k) hcov(yk+1, yek+1|Y0k)i− |
|
; |
cov(y |
|
|
|
|
|
Y k) |
|
T |
(17.11) |
|||||||||||||
P (Nek + 1) |
= cov(x |
, x |
N |
Y k, y |
k+1 |
) = P (N k) |
K(N |
k) |
k+1 |
, y |
k+1| |
i |
|
(17.12) |
||||||||||||
|
| |
|
|
|
N |
| 0 |
|
|
| |
− e |
|
| |
|
h |
|
|
0 |
|
|
В силу принятых моделей системы и измерений (17.1) и (17.2) можно записать:
E(yk+1|Y0k) = Hk+1x(k + 1|k) ;
|
def |
|
− E(yk+1|Y0k) = Hk+1 |
xk+1 |
− x(k + 1|k) + vk+1 ; |
|||
y(k + 1|k) = yk+1 |
||||||||
e |
k+1| 0 |
k+1 |
| |
k+1 |
k |
|
|
|
cov(yk+1, y |
Y k) = H |
|
P (k + 1 k)HT |
+ R +1 ; |
|
· HkT+1 |
||
cov(xN , yk+1|Y0k) = E h xN − x(N|k) xk+1 − x(k + 1|k) T Y0ki |
||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
(17.13)
(17.14)
(17.15)
(17.16)
Подставляя (17.13) в (17.10), получаем первое искомое соотношение (17.5).
Используя вид системы (17.1) и вид стандартных формул фильтра Калмана (прогноз вектора состояния), находим:
|
xk+1 − x(k + 1|k) = Φ(k + 1|k) xk − x(k|k) |
+ (k + 1|k) · wk |
(17.17) |
||||||||
Подставив (17.17) в (17.16) и, учитывая (17.3) (априорные данные), имеем: |
|
|
|||||||||
cov(xN , yk+1|Y0k) = |
|
|
|
Y0ki |
|
|
|
|
|
|
|
= E h |
xN − x(N|k) |
xk − x(k|k) |
|
T |
ΦT(k + 1|k)HkT+1 = |
M(N|k)=cov(xN ,xk|Y0k) |
|||||
|
|
|
|
|
= M(N k)ΦT(k + 1 |
| |
k)HT |
(17.18) |
|||
|
|
|
|
|
|
|
| |
|
k+1 |
|
Подставляя (17.15) и (17.18) в (17.11) (коэффициент усиления) получим искомое соотноше ние (17.7).
Получим теперь соотношение для P (N|k + 1) (уравнение (17.6)).
Èç (17.11) |
= |
cov(xN , yk+1|Y0k) = K(N|k) · cov(yk+1, yk+1|Y0k) |
(17.19) |
|
|
e |
|

Мальцева Н. В. |
Рекуррентная и адаптивная фильтрация |
|
|
|
|
|
|
|
|
63 |
||||||||||||
Подставляя полученное соотношение (17.19) в (17.12), имеем: |
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||||
P (N |
k + 1) = P (N |
k) |
− |
K(N k) |
|
cov(y |
k |
+1, yk+1 |
| |
Y k) |
|
T |
· |
K(N |
k) , |
(17.20) |
||||||
| |
| |
|
e |
| |
|
|
(17.15) |
0 |
|
|
e |
| |
|
|
||||||||
|
|
|
|
|
|
| |
|
|
|
{z |
|
|
|
} |
|
|
|
|
|
|
а подставив сюда (17.15), окончательно получим требуемое соотношение (17.6). Осталось вывести соотношение (17.9) (вид матрицы M).
Выполним ряд преобразований:
M(N|k + 1) = E nE h |
xN |
− x(N|k + 1) xk+1 − x(k + 1|k +T1) |
T Y0k+1i Y0ko |
= |
(17.21) |
|||||||||
|
xN |
|
x(N |
|
|
|
|
|
k |
k+1 |
|
|
||
= E E |
− |
k) xk+1 |
− |
x(k + 1 k + 1) Y0 |
|
Y0 |
|
|
|
|||||
n h |
|
| |
|
| |
|
|
|
i |
|
o |
|
|
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Получим соотношение для xk+1 − x(k + 1|k + 1). |
|
|
|
|
|
|
|
|
Итак, подставляя в (17.17) выражение для x(k + 1|k) из основных формул фильтра
Калмана,
x(k + 1|k + 1) = x(k + 1|k) + Kk+1 yk+1 − Hk+1x(k + 1|k)
имеем:
xk+1 −x(k + 1|k + 1) + Kk+1 yk+1 −Hk+1x(k + 1|k) = Φ(k + 1|k) xk −x(k|k) + (k + 1|k)wk ;
|{z}
Подставляя сюда вид yk+1 из (17.2), имеем:
xk+1 − x(k + 1|k + 1) = Φ(k + 1|k) xk − x(k|k) + (k + 1|k)wk− |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
− Kk+1 Hk+1 xk+1 +vk − Hk+1 x(k + 1|k) = |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
|
|
| |
|
k − |
| |
|
|
|
|
|
|
|{z}| |
k − k+1 |
k| |
|
|
|
|
|
|
{z |
|
|
|
|
} |
|
| |
|
k |
|
|
|
|
|
|
|
| |
|
k |
|
− |
|||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
èç (17.1) |
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||||
= Φ(k + 1 k) x x(k k) + (k + 1 k)w K H +1 Φ(k + 1 k)x + (k + 1 k)w |
|
|
|
|
|||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
− |
Kk+1vk+1 + Kk+1Hk+1 Φ(k + 1 |
| |
k|) |
x(k k) = |
|
|
{z |
|
|
|
|
|
|
|
} |
|
|
|
|||||||||||||||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
| |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
|
|
|
k+1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
k |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
| |
|
|
|
|
|
{z |
|
|
k+1 |
} |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||
|
− |
|
|
|
|
|
|
|
| |
|
|
|
− |
|
|
|
| |
|
|
îñí. ô-ëû Φk |
|
|
|
|
|
|
|
|
| |
|
|
|
− |
|
|
|
|
|
|
||||||||||||||||||||
K Hk+1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
− |
Kk+1H |
|
|
|
|
|
|
|
|
k)wk |
Kkvk+1 ; |
|||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
= I |
|
Φ(k + 1 |
|
k) x |
|
|
|
x(k k) + I |
|
|
|
|
|
|
(k + 1 |
|
|
||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
= xk+1 − x(k + 1|k + 1) = I − Kk+1Hk+1 Φ(k + 1|k) xk − x(k|k) + |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
+ |
|
− |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
| |
|
|
|
− |
Kkvk+1 ; |
(17.22) |
||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
I |
|
|
Kk+1Hk+1 (k + 1 k)wk |
|
|
|
|||||||||||||||||||||||||||||||||||||
Подставляя (17.22) в (17.21) с уч¼том (17.3), имеем: |
Y0 i Y0 |
|
|
o |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||||||||||||||||||||||||||
M(N|k + 1) = E nETh xN − x(N|k) xk − x(k|T |
|
|
T |
T |
× |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
T |
|
|||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
k) |
|
|
|
k |
|
|
|
|
|
k+1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||
|
|
|
|
|
Φ (k + 1 k) I K |
k+1 |
H |
k+1 |
|
|
= M |
(N |
|
k)Φ (k + 1 k) I K |
k+1 |
H |
k+1 |
|
|
, |
|||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
× |
|
|
|
| |
|
− |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
| |
|
|
|
|
|
− |
|
|
|
|
||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
| |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
т. е. получим соотношение (17.9), ч. т. д.
Отметим некоторые особенности алгоритма интерполяции в закрепл¼нной точке.
Мальцева Н. В. |
Рекуррентная и адаптивная фильтрация |
64 |
1.Алгоритм (17.5) (17.9) обрабатывает измерительную информацию в темпе е¼ поступ ления. Параллельно с алгоритмом интерполяции должны работать по той же изме рительной информации алгоритмы стандартного ФК , формирующие Kk+1, x(k + + 1|k), P (k + 1|k) на текущие моменты времени k = N + 1, N + 2, . . . С помощью
алгоритмов стандартного ФК определяются также значения x(N|N) и P (N|N), явля ющиеся начальными условиями для работы алгоритма интерполяции.
2. В соответношениях (17.5) (17.9) входят выражения
|
|
|
k |
|
|
yk+1 − Hk+1x(k + 1|k) |
|
−1 |
|||
Hk+1P (k + 1 |
| |
k)HT |
+ R +1 |
||
|
k+1 |
|
|
||
|
|
|
|
|
I − Kk+1Hk+1 ,
значения которых уже сформированы на тот же момент времени в стандартном алго ритме ФК = можно сократить объ¼м вычислений.
3.При формировании коэффициента передачи Ke(N|N) не используется матрица P (N|k+ + 1), поэтому соотношение (17.6) можно исключить из алгоритма интерполяции, если не определять качество оценок x(N|k + 1).
4.Из соотношения (17.6) следует, что матрица P (N|k + 1) − P (N|k) отрицательно
определена; это указывает на уменьшение оценок параметров xk по мере роста объ¼ма измерительной информации.
Рассмотрим второй класс задач интерполяции, а именно, дискретную интерполяцию на закрепл¼нном интервале .
Алгоритм (интерполяция на закрепл¼нном интервале). Äàíî:
1.Модели системы измерений (17.1) (17.3)
2.Y0N выборка измерений на фиксированном временном интервале [t0, tN ].
Доказать:
Алгоритм интерполяции значений x(k|N) = E{xk|Y0N } è P (k|N) = cov(xk, xk|Y0N ) ïðè
k = N − 1, N − 2, . . . , 0 зада¼тся соотношениями: |
P (k + 1| |
|
N)) KT(k k + 1) |
|
||||||
P (k|N) = P (k| k) |
K(k| k + 1) (P (k + |
|1 k)− |
|
(17.24) |
||||||
x(k N) = x(k k) + K(k k + 1) x(k + 1 N) |
x(k + 1 k) |
; |
|
(17.23) |
||||||
| |
| |
− b |
| |
| − |
|
| |
|
b |
| |
|
K(k|k + 1) = P (k|k)ΦT(bk + 1|k)P −1(k + 1|k) , |
|
|
|
|
(17.25) |
|||||
b |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
где начальные значения x(N|N) и P (N|N) и значения x(k|k), P (k|k), x(k +1|k), P (k +1|k) находятся соответственно, при помощи основных формул ФК.
Доказательство. Для вычисления значений x(k|N) и P (k|N) используем свойства услов ных математических ожиданий:
x(k N) = |
(x |
| |
Y N ) = |
|
|
[x |
Y N , x |
+1] |
Y N |
|
; |
= |
|
|
|
|
(17.26) |
||||||
P (k|N) = E |
k |
|
0 |
|
EN)E xk| |
0 x(kkN) T |
0Y N |
|
|
|
|
|
|
||||||||||
|
E |
n |
x |
k |
|
x(k |
|
k |
|
|
|
|
|
|
o |
|
|
|
|
|
|
||
| |
|
|
|
|
− |
|
|
| N |
|
− |
N | |
|
|
|
N |
k |
|
N |
|
|
|||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
, xk+1) Y0 |
o |
|
|
|
= E{cov(xk, xk|Y0 |
, xk+1)|Y0 } + cov nE(xk|Y0 |
, xk+1), E(xk|Y0 |
(17.27) |
|||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|

Мальцева Н. В. |
Рекуррентная и адаптивная фильтрация |
65 |
|
|
|
xk |
|
Y0N |
|
|
xk |
|
Y0N xk+1 |
|
|
|
|
|
|
||||||
|
|
|
z}|{ |
z}|{ |
|
z}|{ |
z}|{ z}|{ |
|
|
|
|
|
|
|||||||||
|
à) |
|
( Z |
|
|
X ) = E |
|
|
|
|
|
|
ò. ê. (X, Y ) |
|
|
|
||||||
|
E |
|
|
E(|Z |
| |
X) = E E(Z |
X)| |
|
X, Y , |
|
|
ò. ê. (X, Y ) |
|
X |
||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
| |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
á) |
D( X ) = E D(X |
|
Y ) |
|
+ D E(X |
Y ) |
|
|
|
|
|||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
| |
|
|
|
|
|
| |
|
|
|
|
|
|
|
|
(x |
k |
|
Y N ) |
|
|
|
|
xk+1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
|
|
|
|
| |
0 |
|
|
|
|
|{z} |
|
|
|
|
|
|||||||
|
|
|
|{z} |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Дисперсия случайной величины X эквивалентна среднему по Y условной дисперсии X плюс дисперсия по Y условного математического ожидания X.
Преобразуем условные математические ожидания, входящие в правые части соотноше ний (17.1), (17.2) и условий (17.3) следует, что любой из случайных векторов {xk+2, . . . , xN , YkN+1} полностью определяется заданием случайных векторов {x0, . . . , xk+1, wk+1, . . . , wN−1, vk+1, . . . , vN }. Кроме того, случайные векторы {x0, . . . , xk, Y0k} не зависят от случайных век торов {wk+1, . . . , wN−1, vk+1, . . . , vN }.
Тогда для любой ограниченной функции ϕ(xk) можно записать:
E[ϕ(xk)|Y0N , xk+1] = E[ϕ(xk)|Y0k, YkN+1, xk+1] = |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||
= E[ϕ(xk)|Y0k, x0, . . . , xk+1, wk+1, . . . , wN−1, vk+1, . . . , vN , xk+1] = |
|
|
||||||||||||||||||||||
|
k |
| |
|
|
|
ýòèì |
|
|
|
{z |
|
|
|
Yk+1 |
} |
|
|
|
|
|||||
|
|
|
|
|
|
|
|
определяется |
|
N |
|
|
|
|
|
|||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||
= E[ϕ(xk)|Y0 , x0, . . . , xk, xk+1, wk+1, . . . , wN−1, vk+1, . . . , vN , xk+1] = |
|
|
||||||||||||||||||||||
| |
|
|
{z |
|
} |
| |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
{z |
|
|
} |
|
|
|
||
|
|
|
k |
{z |
0 |
|
|
|
|
|
|
|
k |
|
(17.28) |
|||||||||
| |
|
|
|
|
E |
k | |
|
0 |
|
|
|
k k+1] = E[ϕ(}k | |
0 k+1 |
|
|
|||||||||
|
|
|
|
|
|
|
независимы |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||
|
|
|
|
|
= [ϕ(x ) Y , x , . . . , x , x |
|
x ) Y , x |
] |
|
|||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
| |
|
|
|
|
} |
|
|
|
|
|
|
|||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
{{z0 } |
|
|
|
|
|
|
|
|||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Y k |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Выбирая сначала ϕ(xk) = xk, а затем
ϕ(xk) = xk − E(xk|Y0N , xk+1) xk − E(xk|Y0N , xk+1) T
и, используя следствие из теоремы о нормальной корреляции, получаем:
|
|
{x, y, z} ≡ {xk, xk+1, Y0k} |
(17.28) |
· xk+1 − x(k + 1|k) |
|
E[xk|Y0N , xk+1] = |
E[xk|Y0k, xk+1] = x(k|k) + K(k|k + 1) |
|
|
b |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
(17.29) |
K(k|k + 1) |
= cov(xk, xk+1|Y0k)P −1(k + 1|k) ; |
|
|
|
(17.30) |
|||||||||||||||
|
Y N , x |
|
) |
(17.28) |
|
|
|
, x |
|
|
Y N , x |
|
|
) = |
|
|
|
|
|
|
cov(xk, xk b 0 |
k+1 |
|
|
|
|
k |
|
k |
| |
|
0 |
k+1 |
|
|
|
|
|
|
||
| |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
cov(xk, xk+1|Y0k) T = |
|
||||||
|
|
|
|
= P (k|k) − K(k|k + 1) |
|
|||||||||||||||
|
|
|
|
= P (k |
k) |
|
K(k |
|
P (k + 1 k)KT(k k + 1) |
(17.31) |
||||||||||
|
|
|
|
− |
k + 1) |
|
|
| |
|
| |
|
|
||||||||
|
|
|
|
| |
|
|
b |
|
|
| |
|
|
|
|
|
|
|
|||
|
|
|
|
|
|
правые части равенств (17.26) и (17.27), получим искомые |
||||||||||||||
Подставляя (17.29) и (17.31) в |
|
|
b |
|
|
|
|
|
|
|
|
b |
|
|
|
соотношения (17.23) и (17.24).

Мальцева Н. В. |
Рекуррентная и адаптивная фильтрация |
66 |
Наконец, заметим, что в силу соотношений (17.1) и основных формул ФК имеем:
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
xk+1 − x(k + 1|k) = Φ(k + 1|k) xk − x(k|k) + (k + 1|k)wk |
|
|
|
|
|||||||||||||
cov(xk, xk+1 |
| |
Y0k) = E |
|
xk |
x(k k) |
|
|
xk+1 − x(k + 1|k) |
= |
|
|
|
= |
||||
|
= E |
xk |
− x(k|k) l Φ(k + 1 k) xk+1 |
x(k + 1 k) + (k + 1 k)wk |
|||||||||||||
|
|
= P ( |
|
|
− | |
|
|
| |
|
− |
| |
|
| |
|
|||
|
|
|
k |
| |
k)ΦT(k + 1 |
| |
k) |
|
|
|
|
|
|
|
(17.32) |
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Подставим (17.32) в (17.30), получаем требуемое соотношение (17.25), ч. т. д.
Характерные особенности алгоритма интерполяции на закрепл¼нном интервале .
1.Алгоритм (17.23) (17.25) предназначен для работы в обратном времени от tN ê t0.
Его нельзя использовать в реальном масштабе времени для обработки текущей из мерительной информации, поэтому этот алгоритм полезен для анализа данных после окончания эксперимента.
2.Рассматриваемый алгоритм интерполяции может начать функционировать лишь по
сле определения с помощью рекуррентных алгоритмов фильтрации и экстраполяции начальных x(N|N), P (N|N) и текущих x(k|k), P (k|k), x(k + 1|k), P (k + 1|k), k =
=N − 1, N − 2, . . . , 0 значений.
Âотличие от алгоритмов фильтрации уравнение (17.23) не включает в себя явно данные измерений.
Роль ½измерений играет текущая оценка x(k|k).
3.Аналогично алгоритму интерполяции в закрепл¼нной точке, если нас не интересует качество работы, то расч¼т P (k|N) можно безболезненно исключить (для расч¼та Kb(k|k + 1) эта матрица не нужна).
4.Недостаток наличие обратной матрицы P −1(k + 1|k).
5.Как следует из (17.24), матрице P (k|N) − P (k|k) отрицательно определена. Это
означает, что при нормальном функционировании алгоритма интерполяции привлече ние дополнительной измерительной информации YkN+1 приводит к улучшению оценки x(k|k).
Наконец рассмотрим третий класс задач интерполяции, а именно, дискретную интер поляцию с постоянным запаздыванием .
Алгоритм (интерполяции с постоянным запаздыванием). Äàíî:
1.Модели системы и измерений (17.1) (17.3).
2.Интервал запаздывания измерений tk+N − tk, N = const, k = 0, 1, 2, . . .
Доказать:
Алгоритм интерполяции имеет вид: |
|
|
|
|
|
x(k + 1|k + 1 + N) = x(k + 1|k) + K−1(k|k + 1) x(k|k + N) − x(k|k) + |
| |
|
|||
b| |
k |
− k+1+N |
|
|
|
e |
|
H |
|
|
|
+ K(k + 1 k + N) y +1+N |
x(k + 1 + N k + N) (17.33) |
Мальцева Н. В. Рекуррентная и адаптивная фильтрация 67
P (k + 1|k + 1 + N) = P (k + 1|k) + K−1(k|k + 1) PT(k|k + N) − P (k|k)T K−1(k|k + 1) T − |
||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
K(k + 1 |
| |
k + 1 + N) Hk+1+N P (k + 1b+ N |
k + N)Hk+1+N |
|
k+1+N K (kb |
| |
(17.34) |
|||
− e |
|
|
| |
|
+ R |
e |
+ 1 |
|||
|
|
|
|
|
|
|
|
k + 1 + N) , |
||
ãäå K(k + 1|k + N) è K(k|k + 1) находят с использованием выражений |
(17.7) (17.9) (êî |
|||||||||
выраженияe |
(17.25) (коэффициентe |
усиления для задачи интерполяции на закрепл¼нном |
эффициент усиления и матрица M для задачи интерполяции в закрепл¼нной точке) и
интервале) соответственно.
x(k + 1|k), P (k + 1|k), x(k + 1 + N|k + N), P (k + 1 + N|k + N) результаты решения
задач фильтрации и экстраполяции, полученные с помощью основных соотношений ФК. Начальные условия x(0|N), P (0|N).
Доказательство. При вычислении x(k+1+N|k+N) и P (k+1+N|k+N) значение k+1 будем
рассматривать как закрепл¼нную точку. Применим соотношения (17.5) и (17.6), которые определяют вид оценки и е¼ ковариационной матрицы для случая задачи интерполяции в закрепл¼нной точке, заменив в них индекс N на k + 1, а индекс k + 1 на k + 1 + N. Получим:
x(k + 1 |
| |
k + 1 + N) = x(k + 1 |
| |
k + N) + K(k + 1 k + N)× |
|
|
|
(17.35) |
|||
|
|
e× yk+1+| |
N − Hk+1+N x(k + 1 + N|k + N) |
||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
P (k + 1|k + 1 + N) = P (k + 1|k + N) − K(k + 1|k + 1 + N)× |
|
| |
|
|
|||||||
|
|
× Hk+1+N P (k + 1 + N|k + Ne k+1+N |
+ R |
k+1+N |
|
k + 1 + N) |
|
||||
|
|
|
|
)HT |
|
KT(k + 1 |
|
(17.36) |
|||
Для вычисления значений x(k + 1 k + N) и P (k + 1 k + N)e |
воспользуемся алгоритмом |
||||||||||
|
|
|
|
| |
|
|
| |
|
|
|
|
интерполяции на закрепл¼нном интервале. Из соотношений (17.23) (17.25), определим вид оценки и е¼ ковариационной матрицы для случая интерполяции на закрепл¼нном интерва ле, следует:
x(k + 1|N) = x(k + 1|k) + K−11(k|k + 1) x(k|N) − x(k|k) |
|
|
1 |
(k |
|
k + 1) |
T |
(17.37) |
|||||||||||||||||||||||||||
P (k + 1 |
| |
N) = P (k + 1 |
| |
k) |
−T |
b |
− |
|
(k |
|
k + 1) (P (k |
N) |
− |
P (k |
k)) |
|
|
− |
| |
|
(17.38) |
||||||||||||||
1 |
|
|
|
|
|
K |
|
|
| |
|
1 |
|
| |
|
|
|
| |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
K |
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
K− |
(k|k + 1) = P (k + 1|k)Φ (bk|k + 1)P − (k|k) |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
b |
|
|
|
|
|
|
(17.39) |
|||||||||||||||||
b |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
N на k + N, находим: |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||
Заменив в (17.37) (17.37) индекс |
|
− 1 |
|
| |
|
|
|
| |
|
|
|
− |
|
| |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||||
x(k + 1 |
| |
|
|
|
|
| |
|
|
|
|
|
|
k + N) |
|
|
|
|
1 |
|
|
|
T |
|||||||||||||
|
k + N) = x(k + 1 k) + K |
|
1 |
(k |
k + 1) x(k |
|
|
x(k |
k) |
|
|
|
|
|
(17.40) |
||||||||||||||||||||
P (k + 1|k + N) = P (k + 1|k) − b |
|
− |
|
(k|k + 1) (P (k|k + N) − P (k|k)) K− (k|k + 1) |
|
||||||||||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
K |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
b |
|
|
|
|
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
b |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
(17.41) |
Подставляя выражение для x(k + 1|k + N) и P (k + 1|k + N), полученные в (17.40), (17.41), в выражения (17.35) и (17.36), получаем требуемые соотношения (17.33) и (17.34).
Алгоритм интерполяции с постоянным запаздыванием имеет следующие особенности :
1.Необходимо определить начальные условия x(0|N) и P (0|N) с помощью алгоритма ин терполяции с закрепл¼нной точкой t0, поэтому алгоритм интерполяции с постоянным запаздыванием на интервале времени [t0, tN ] не работает.
Мальцева Н. В. |
Рекуррентная и адаптивная фильтрация |
68 |
2.Параллельно с данным алгоритмом интерполяции должны работать рекуррентные алгоритмы фильтрации и экстраполяции, определяющие на любой момент времени x(k|k), P (k|k), x(k + 1|k), P (k + 1|k).
3.Рассмотренный алгоритм интерполяции является рекуррентным в прямом времени и имеет два слагаемых, корректирующих оценки x(k+1|k) и P (k+1|k). Первое корректи
рующее слагаемое определяется невязкой, возникающей за сч¼т использования избы
k+N |
yk+1+N . |
точной выборки измерений Yk+1 , второе невязкой последнего измерения |
4.Коэффициент передачи Kb−1(k|k + 1) è Ke(k + 1|k + N) не зависят от матрицы P (k + + 1|k + 1 + N). Поэтому соотношение (17.33) для оценки x(k + 1|k + N + 1) не зависит от соотношения (17.34) для оценки P (k + 1|k + 1 + N) = оценку x(k + 1|k + N + 1) можно находить, не вычисляя P (k + 1|k + 1 + N).
5.Недостатки алгоритма необходимость вычисления Kb−1(k|k + 1).
18 Расч¼т действительной точности линейных фильтров
Получим выражения, позволяющие определить ошибки линейных фильтров при слеже нии за объектом, способным к маневрированию.
Априорная информация о характере движения объекта находит отражение в математи ческой модели исследуемой системы и определяет те расч¼тные внешние условия, в которых предполагается е¼ функционирование. От степени соответствия априорных данных их
фактическому характеру зависят и точность è устойчивость синтезируемых алгорит мов. Однако зачастую априорный характер движения объекта неизвестен, поэтому необхо димо определить чувствительность алгоритма к возможным изменениям реальной ситуа ции. С этой целью введ¼м в рассмотрение понятия расч¼тной и действительной моделей.
Ïîä расч¼тной моделью понимаем модель, отражающую наши априорные представле ния об исследуемой системе. Она в рассмотренном случае имеет вид:
( yn |
= Hxn + vn |
|
xn+1 |
= Φnxn |
(18.1) |
èçì. |
|
|
|
|
Действительная модель вводится как модель действительных условий функционирова ния фильтра в следующей форме:
|
|
( |
yn |
= Hxn + vn |
, |
|
||
|
|
|
xä |
= Φnxä + naä |
|
|||
|
|
|
n+1 |
n |
|
|
n |
(18.2) |
|
|
|
ä |
ä |
ä |
|
||
ãäå xä |
действительный вектор состояния; |
|
|
|
|
|||
n |
|
|
|
|
|
|
|
|
aä |
детерминированное действительное ускорение; |
|
||||||
n |
|
|
|
|
|
|
|
|
vä |
случайные ошибки измерения со свойствами: |
|
||||||
n |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
E |
(vä) = 0 ; |
Rä = |
E |
[vä(vä)T] |
|
||
|
n |
|
n |
|
n n |
|
(индекс ½д обозначение действительной модели)
Тогда уравнения ФК, построенного на базе расч¼тной модели (18.1) равномерного и пря молинейного движения (РПД) и осуществляющего обработку действительных измерений, имеет вид:
( x(n n |
| |
1) = Φn |1x(n |
1 n |
|
1) |
− |
|
| − |
(18.3) |
||
|
|
|
|
|
|
|
|
Hx(n n 1) |
|
||
|
|
|
|
|
|
|
ä |
|
|
||
|
x(n n) = x(n n − 1) + Kn yn |
|
|
||||||||
b |
|b |
− |
b − |
b |
− | |
− |
|
|
b |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|

Мальцева Н. В. |
Рекуррентная и адаптивная фильтрация |
69 |
Введ¼м в рассмотрение действительную ошибку оценки e(n|n) и ошибку экстраполяции e(n|n − 1), которые для модели (18.2) и фильтра (18.3) имеют вид5
def
e(n|n) = xä
n
def
e(n|n − 1) = xä
n
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
(18.4) |
− x(n|n) = I − KnH e(n|n − 1) − Knvn |
||||||||||
− b | |
|
− |
|
|
|
− |
| − |
|
ä |
|
n |
1) = Φ |
n−1 |
e(n |
1) + |
n−1 |
n−1 |
||||
x(n |
|
|
|
1 n |
|
aä |
||||
b |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Наличие детерминированного действительного ускорения aä, не учт¼нного в алгоритме
обработки, вызовет смещение оценок фильтра (18.3), которое проявится в возникновении ненулевых средних значений ошибок оценки (18.4) E e(n|n) и E e(n|n − 1).
Смещение оценок и ковариационные матрицы ошибок оценки находятся с помощью уравнений (18.4).
(
E e(n|n) = (I − KnH) E e(n|n − 1)
E e(n|n − 1) = Φn−1 E e(n − 1|n − 1) + n−1aän−1
(P 0(n|n) = I − KnH P 0(n|n − 1) I − KnH T + KnRnäKnT
P 0(n|n − 1) = Φn−1P 0(n − 1|n − 1)ΦT−
n 1
На самом же деле общая ковариационная матрица действительной ошибки равна:
(
P ä(n|n) = P 0(n|n) + E e(n|n) ET e(n|n)
P ä(n|n − 1) = P 0(n|n − 1) + E e(n|n − 1) ET e(n|n − 1)
(18.5)
(18.6)
(18.7)
Качественный анализ полученных выражений показывает, что ман¼вр находит отражение в величине смещения оценок фильтра (18.3).
Итак, задаваясь видом линейного фильтра и назначая вид траектории объекта до ман¼в ра, в течение и после ман¼вра, на основании соотношений (18.5) (18.7) можно производить исследование и сопоставление линейных процедур фильтрации, не прибегая к трудо¼мкому статистическому моделированию .
Провед¼м подобный анализ для рассмотренных выше линейных процедур фильтра ции РПД, Q-фильтра, S-фильтра, ½стационарного фильтра.
Рассмотрим сначала РПД-фильтр изучим поведение его действительных ошибок с использованием соотношений (18.5) (18.7), задавая различный характер движения объекта.
При отсутствии ман¼вра оценки РПД-фильтра являются несмещенными, ò. å.
E e(n|n) = E e(n|n − 1) = 0 ,
5
= xn |
|
|
Φn 1x(n 1 n 1) KnHΦn 1x(n 1 n 1) KnHxn |
|
Knvn = |
||||||||||||||||||||||||||||||||||
|
|
ä |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
ä |
− Φn−1x(n − 1|n |
− |
|
|
|
|
ä |
− HΦn−1x(n |
− 1|n − 1) = |
||||||||||||||||||
e(n|n) = xn |
− x(n|n) = xn |
1) − Kn yn |
|||||||||||||||||||||||||||||||||||||
|
|
|
− b |
− |
|
|
− |
|
|
| |
|
− |
|
|
b |
|
|
|
|
|
− |
|
|
− | − − |
b |
− |
|
||||||||||||
|
|
ä |
|
|
|
|
|
|
|
− |
|
|
|
|
− |
|
|
|
|
|
|
n−1 |
|
|
|
|
−b |
| − |
|
− |
|
ä |
|
ä |
|||||
= (I − KnH)b n |
|
(I |
|
n |
H)Φ |
x(n |
1) |
n n |
|
|
|
||||||||||||||||||||||||||||
|
|
|
− |
|
|
|
|
xä |
|
|
|
|
|
K |
| |
|
1 n |
|
|
K vä = |
|
|
|
||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
− |
|
|
|
|
b |
|
− |
|
b |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
ä |
|
|
|
|
Φn−1x(n 1 n − |
|
|
|
|
|
|
ä |
|
|
|
|
|
||||||||||||
= (I KnH) xn |
|
|
|
|
1) − Knvn |
|
|
|
|
|
|||||||||||||||||||||||||||||
|
− |
|
n |
− |
1 |
|
|
| |
|
|
n |
− |
1 |
− |
{z |
|
|
|
− |
|
| |
|
} |
− |
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||
с другой стороны: Φn |
1xä |
|
+ n |
− |
1aä |
|
Φn |
− |
1x(n |
1 |
n |
1) = |
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||||||||||
= Φn−1 |
|
xn−1 − x(n − 1|n − 1)b |
+ n−1an−1 = |
|
|
|
|
|
|
||||||||||||||||||||||||||||||
|
|
|
− |
|
|
− | b− |
|
|
|
|
|
|
− |
|
− |
|
|
|
|
|
|
ä |
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||
|
|
|
|
|
|
|
ä |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
= Φn 1e(n 1 n 1) + n 1aän 1

Мальцева Н. В. Рекуррентная и адаптивная фильтрация |
70 |
||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
E ex |
6 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
E ex˙ |
6 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
nm1 |
|||||
|
n |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
nm1 |
n |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
nm2 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
nm2 |
|||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
nm3 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
nm3 |
|||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
начало r |
|
− |
- |
r |
|
− |
- |
nm |
nk |
n nm |
nm |
nk |
n nm |
||
ìàí¼âðà |
конец ман¼вра |
|
|
начало ман¼вра |
конец ман¼вра |
|
|
ãäå nm3 < nm2 |
< nm1 |
|
|
|
|
|
|
Ðèñ. 1:
è расч¼тная ковариационная матрица равна ковариационной матрице действительных ошибок, а именно:
(
P 0(n|n) = P ä(n|n)
P 0(n|n − 1) = P ä(n|n − 1)
Однако, следует отметить, чмодификиций то последние равенства имеют место только при
Rn = Rä
n, т. е. при правильности статистической модели ошибок измерения.
Ïðè возникновении ман¼вра (aä = 0) величина смещения действительной оценки íà÷è
n
нает монотонно возрастать .
На рис. 1 приведены графики измерения средней ошибки координаты E exn ñòè E ex˙ n ïðè an = a для различных моментов nm возникновения ман¼вра.
Из графиков видно, что величина смещения в оценках зависит не от числа замеров, полученных с момента начала ман¼вра (n −nm), но и от момента начала ман¼вра. Прич¼м, чем позже объект предпринял ман¼вр, тем интенсивнее происходит смещение. Это связано с тем, что чем позже объект предпринял ман¼вр, тем меньше корректирующие возможности РПД-фильтра.
На рис. 2 приведены кривые изменения дисперсии действительной ошибки оценки от числа замеров при различных моментах начала ман¼вра.
Для РПД-фильтра накопленная за время ман¼вра величина смещения с прекращением ман¼вра практически не устраняется.
Рассмотрим теперь свойства алгоритмов калмановской оценки для ситуации K∞ 6= 0, т. е. для ½стационарного фильтра , Q-фильтра, S-фильтра.
На участках РПД среднее значение ошибок оценки этих фильтров, также впрочем, как и РПД-фильтра, равно нулю. Ковариационная матрица действительных ошибок вычисляется по формуле
ä |
|
= |
|
I |
|
K |
H P ä(n n |
1) I |
|
K |
H |
T + K |
R |
KT , |
(18.8) |
P |
(n|n) |
ä |
|
− |
n |
T | − |
|
− |
n |
|
n |
n |
n |
|
P (n − 1|n − 1)Φn−1;
Kn матрица коэффициентов фильтрации ½стационарного , Q-фильтра, S-фильтра.
Из соотношения (18.8) можно получить, что выражение для дисперсий действительных