Оценивание неизвестных параметров в задаче активной параметрической идентификации стохастических нелинейных непрерывно-дискретных систем

Тип работы:
Реферат
Предмет:
Физико-математические науки


Узнать стоимость новой

Детальная информация о работе

Выдержка из работы

ОЦЕНИВАНИЕ НЕИЗВЕСТНЫХ ПАРАМЕТРОВ В ЗАДАЧЕ АКТИВНОЙ
ПАРАМЕТРИЧЕСКОЙ ИДЕНТИФИКАЦИИ СТОХАСТИЧЕСКИХ НЕЛИНЕЙНЫХ НЕПРЕРЫВНО-ДИСКРЕТНЫХ СИСТЕМ
Филиппова Елена Владимировна
магистр прикладной математики и информатики, аспирантка кафедры прикладной математики Новосибирского государственного технического
университета, г. Новосибирск E-mail: alena-filippova@mail. ru
ESTIMATION OF THE UNKNOWN PARAMETER IN THE ACTIVE PARAMETRICAL IDENTIFICATION OF STOCHASTIC NONLINEAR CONTINUOUS-DISCRETE SYSTEMS
Filippova Elena
master of applied mathematics and computer science, post-graduate student of applied mathematics department of the Novosibirsk state technical university,
Novosibirsk
АННОТАЦИЯ
Представлены оригинальные алгоритмы вычисления критерия максимального правдоподобия и его градиента для стохастических нелинейных непрерывно-дискретных систем, описывающихся моделями в пространстве состояний в задаче активной параметрической идентификации.
ABSTRACT
For stochastic nonlinear continuous-discrete systems are described of models in the state space the original algorithms for computing the maximum likelihood and its gradient are shown.
Ключевые слова: оценивание параметров- метод максимального правдоподобия.
Keywords: parameter estimation- the method of maximum likelihood.
Процедура активной идентификации при предварительно выбранной модельной структуре предполагает выполнение следующих основных этапов [1, 2, 6]:
1. Оценивание неизвестных параметров, входящих в модель, по
измерительным данным, соответствующим определенному пробному сигналу,
2. Синтез на основе полученных оценок оптимального по некоторому выбранному критерию сигнала (планирование эксперимента),
3. Пересчет оценок неизвестных параметров по измерительным данным, соответствующим синтезированному сигналу.
В настоящей работе приведены вычислительные алгоритмы, связанные с оцениванием неизвестных параметров, входящим в первый и третий этапы процедуры активной идентификации.
Рассмотрим следующую модель непрерывно-дискретной системы:
х (1) = Г [ х (1), и (1), 1 ] + Г (t) w (t), t е [t о, t N ]
(r) -(1)
У (1к+1) = Ь[х (1к+1), 1к+1] + V (1к+1), к = 0,1,…, К-1
(2)
х (1) — п-
где: ^ '- - п-вектор состояния-
и (1) — детерминированный г-вектор управления (входа) — w (1)
^ '- - р-вектор возмущения- у (1к+1) — т-вектор измерения (выхода) — v (1к+1) — т-вектор ошибки измерения.
Будем считать, что белые шумы ^(1), 1 е[ ]1 и ^ (1к+1), к & quot- 11
х (10)
взаимно некоррелированы и не коррелируют с начальным состоянием V °, причем w (t)е М (0,0), v (tk+l)е К (0,Я) и х (10)е Ц^^Ы),
© = (еье2,. --А)
неизвестные параметры сведены в вектор, включающии в
себя элементы вектор — функций Г [ х (1), и (1), 1 ], Ь [х (1к+1), 1к+1], матриц
Г (*), 0, Я, 10) и вектора х (10) в различных комбинациях.
Частным случаем модели (1), (2) являются модели линейной
нестационарной системы
— х (1) = а[и (1), 1 ] + Б (1)х (1) + А (1) w (1), 1 е [10,^]
^ - (3)
У (1к+1) = А (1к+1) + н (1к+1) х (1к+1) + V (1к+1), к = 0,1,…, N -1, (4)
При активной параметрической идентификации нелинейных систем (1), (2) с указанными априорными предположениями будем применять временную [6] и статистическую [1] линеаризации, в результате сводя задачу активной параметрической идентификации к соответствующей задаче для модели вида
(3), (4) со специальным образом определенными векторами, а I-и (1), 1 ], А (1к+1)
и матрицами, н (1к+1).
Оценивание неизвестных параметров математической модели (1), (2) будем осуществлять по данным наблюдений 2 в соответствии с критерием идентификации %. Сбор числовых данных происходит в процессе проведения
идентификационных экспериментов, которые выполняются по некоторому ?
плану.
Предположим, что экспериментатор может произвести у независимых
и1 (1) к
запусков системы, причем сигнал ^ '- он подает на вход системы 1 раз,
2% сигнал и (1) — к2 раз и т. д., наконец, сигнал и (1) — раз. В этом случае
дискретный (точный) нормированный план эксперимента представляет
собой совокупность точек и (1), и (1),…, и (1) (спектр плана) и соответствующих им долей повторных запусков:

кт ко ка
V V
V
и
1 (t)^и сЯГ 1 е[ ] 1 = 1,2,…, я
у.
Обозначим через У реализацию выходного сигнала (
] = 1Д…, к1

соответствующую 1-му входному сигналу и (1) (1=1,2,…, я). Тогда в результате
проведения по плану ^ идентификационных экспериментов будет сформировано множество
= {(и1 (1)),, = 1,2,…, к, 1 е [ ], 1 = 1,2,… ^}, ?к = V
Уточним структуру
у1, j.
уТ = 1j
У1-)(11& gt-
Т
У%2)
Т

Т
,, = 1,2,…, я, 1 = 1,2,…, к
и заметим, что при пассивной параметрической идентификации часто
встречаются случаи, когда ^ _ _ 1.
Априорные предположения, сделанные выше, и выполненная линеаризация, позволяют воспользоваться методом максимального правдоподобия (ММП) для оценивания неизвестных параметров, являющимся одним из наиболее универсальных и эффективных методов параметрического оценивания. Оценки, полученные методом максимального правдоподобия (ОМП), обладают хорошими асимптотическими свойствами, проявляющиеся для больших объемов выборок, а именно: при условии регулярности модели ОМП являются асимптотически несмещенными, состоятельными,
асимптотически эффективными и асимптотически нормальными [3]. В
соответствии с ММП необходимо найти такие значения параметров б, для которых
0 = тт [х (0-Н)]
0еО0, (5)
где в соответствии с [8, 9]:
Х (0- 2) = - lnL (0- 2) = ^ 1п2л +
1 q kiN-^ хТ/ • х-1 •• 1 q N-1
+тх: 1Н (tk+1)) (вi (tk+1)) (tk+1)+1 ki: ^^^^^^ (tk+l)
2i=1J=1k=0 2 =1 к=0 (6)
8Ч (Ь+1) Bi (tk+1)
причем V к+1'- и V к+1'- определяются по следующим рекуррентным
уравнениям непрерывно-дискретного фильтра Калмана [5]:

tk & lt-t & lt- tk+1
— (7)
|р (11 tk)=Fi (t)pi (11 tk)+р (11 tk)(Fi (t))Т+г (t)дгт (t), tk & lt- t & lt- tk+1
= У%к+1)& quot-- НЧ1к+1)хЧ (1к+111к) — А*(1к+1) -(9)
т

— (10)
Bi (tk+1) = Н (tk+1)Pi (tk+11 tk)(нi (tk+1)) + я
у _2
К (tk+l) = Pi)(нi (tk+l)) (вi ^+1))
? V у
& amp-Ок+11Ъ-ц) = & amp-Ок+11 + 0к+1)вЧ (1к+1) _ (12)
Р1 (tk+11 +1) = [I — К1 (1к+1)Н1 (1к+1р1 (1к+111к)
с начальными условиями V и I и/ ^ V и- и для
к = 0,1, …^ -1 ] = 1,2,…, к1 1 = 1,2,…, я
? ?
Задача (5) с целевой функцией (6) является задачей нелинейного программирования с ограничениями. Для ее решения воспользуемся методом последовательного квадратичного программирования [4], что предполагает необходимость разработки алгоритмов вычисления значений критериев идентификации и их градиентов.
Эквивалентная выражению (6) запись
х (0- 2) = 1
N-1 я
Кшу 1п2л + X X к=01=1
k11ndet В^к+1) +
+ X +1))Т (в1(tk+1))-1 е1^+1)
(14)
позволяет предложить следующие алгоритмы вычисления значения критерия максимального правдоподобия для линеаризованных моделей при
некотором фиксированном ®.
Приведем для начала алгоритм вычисления значения критерия максимального правдоподобия для случая применения линеаризации во временной области:
Шаг 1. Определить Р, Я,, Р (^, {Г^ -1 е[t0,tN]}.
Х (0-Е) = ^ 1п2я д Шаг 2. Положить 2, А1 =0, к = 0.
Шаг 3. Положить 1 = 1.
& lt-
& gt-
Шаг 4. Выбрать р1(1к I 1к) — р& lt-^о), если k=0.
Шаг 5. Задать Ин (1) и, решив дифференциальное уравнение (ДУ)
А, д
Л
х} (1) — f х} (1), и} (1), 1, 1 е[ ]
х} (1о) — X (1о),
найти Хн (1). Определить и (1) и по формулам
1 (1)
а
и1^ - f х} (1), и} (1), 1

х} (1), и} (1), 1

ах (1)
х} (1)+

х} (1), и} (1), 1
аи (1)
и1 (г)-и} (г)
— (15)
г1 (1) —

х} (1), и} (1), 1
ах (1)
(16)
а
найти
и
1 (1)
и Г (1) для 1 е[*к'-*к+1]
соответственно.
Шаг 6. Найти А (*к+1), н1(1к+1) по формулам
а1 (1к+1) — Ь х} (1к+1), 1к+1
аи
х} (1к+1), 1к+1
ах (1к+1)
х
} (1к+1)
— (17)
Н1 (1к+1) —
аи
х} (1к+1), 1к+1
ах (1к+1). (18)
& lt-
Шаг 7. Используя выражения (8), (10), (11), (13) вычислить Р (1к+1|1к),
В (1к+1), К1 (1к+1), Р1 (1к+111к+1).
А1 = А1 + к11пёе1 В1 (1к+1) Шаг 8. Вычислить 2. Положить ]=1.
Шаг 9. Если к = 0, выбрать 1*к) =
Шаг 10. Используя выражения (7), (9), (12) вычислить * (*к+1I) ^
тп «» А 2 = 1 (в «(1к+1))Т (В1 (1к+1))-1 в» (1к+1)
Шаг 11. Вычислить 2 у '- у '-.
Шаг 12. Положить *(0- Е) = *(0- Н) + А 2.
Шаг 13. Увеличить ^ на единицу. Если ^_ к 1, перейти на шаг 9.
Шаг 14. Увеличить 1 на единицу. Если 1 ~, перейти на шаг 4. Шаг 15. Увеличить к на единицу. Если к ^ N -1, перейти на шаг 3.
х (0-Н) = 7(0-Н) + А1
Шаг 16. Положить 4 '- у V '- / 1 и закончить процесс.
Большинство шагов алгоритма вычисления значения критерия максимального правдоподобия в случае применения статистической линеаризации совпадут с соответствующими шагами алгоритма, описанного выше. Уточним, какие именно шаги требуют корректировки, не повторяя шаги, оставшиеся без изменений:
Шаг 5. Определить и (1) и, решив системы ДУ
?х1 (1) = ^ [х1 (1), Р1 (1), и1 (1), 1 ], 1 е[1о,^ ]- X1 (1о) — аа11,
& lt-

-^Р1 (1) = ^[ х1 (1), Р (1) У (1), 1 ] Р1 (1)+р1 (1) [х (1) У (1)У (1), 1
+
+ Г (1) 0ГТ (1), 1 е[10,1к ]-
Р1 (10) — *
найти
х (1) и Р (1). По формулам
и1 (1), 1 =Г0×1 (1) (1) У (1), 1 — х1 (1), Р1 (1), и1 (1), 1×1 (1)
Б1 (1) =Г х1 (1), Р1 (1), и1 (1), 1
— (19)
(20)
в которых
*0
х1 (1), Р1 (1), и1 (1), 1
п

р1 (1)
+да г.
| Г х1 (1), и1 (1), 1
X
-да
х ехр
х1 (1)-х1 (1)] Т (Р1 (1))-1 [ х1 (1)-х1 (1)
ёх (1)
х1 (1), Р1 (1), и1 (1), 1
Я0
х1(1), Р1(1), и1(1), 1
ах (1)
найти
и Б (1) для 1 е[ 1к, 1к+1]соответственно.
а и1 (1), 1
Шаг 6. Найти А (1к+1), Н (1к+1) по формулам
А1 (1к+1) = Ц х1 (1к+1), Р1 (1к+1), 1к+1
& lt-
а
1
1


х1 (tk+1), р10к+1), tk+1×1 (tk+1)
Н1 (1) = Ь1 Х1 (tk+1), Р1 (^+1), tk+1
(22)
где
+да
Ь0 [ х (*+1), Р (+1) дк+1]=/ [р1 (tk+1)_
1 ь [х (& lt-к+1). tk+1 ]х
-да
х ехр & lt-
1
-^ [ х (tk+1) — Х (tk+1)] (Р1 (tk+1)) [ х (tk+1) — Х (tk+1)]
-1.
dx (tk+1)
ь1 [ х (tk+1), Р (tk+1) Лк+1]
5ь0 [ х (tk+1), Р (tk+1) Лк+1 ]
5х (^+1)
0
Продифференцировав равенство (14) по 0а, получим
5х (0- в) _
50а к=01=1
-Бр 2
В^к+1)
1 5В^к+1)
50
а
+
к!
+х j=1
5е^к+1)
чТ
50,
а
,-1 • В1(tk+1)) е^к+1)
гр 1 1
1 (е1J (tk+1)) (в10к+1)]- (в1(tk+l)) — е1J (tk+l)
-2 е
1
& gt-
что позволяет предложить следующие алгоритмы вычисления градиента критерия максимального правдоподобия для линеаризованных моделей при
некотором фиксированном ®.
Приведем для начала алгоритм вычисления градиента критерия максимального правдоподобия для случая применения линеаризации во временной области:
Шаг 1. Определить
50 Ж 5х (1о) 5Р (1о)
о
я
х (1о)
Р (1о), [50а 50а э0а э0а
5 Г (1) г Л
-е[to, tN], а = 1,2,…, 50™
5х (0- 5)
а = 1,2,…, 8
{Г (1), 1 е[ to, tN ]}
Шаг 2. Положить
50
= 0, а = 1,2,…, б
а
{А1а = 0, а = 1,2,., б} к =
0
Шаг 3. Положить 1 = 1. Шаг 4. Если
к = 0, выбрать ^к!^ = р (10) ,
5р1 (tk|tk) = 5Р (-о) а = 1
50
а
50
2,., б
? • • ?
а
Шаг 5. Задать
и
н (t)
и, решив дифференциальное уравнение (ДУ)
dt
х1 (t)
5х} (t)
50
а
f
5f
4 (t), и| (t), t х| (t), и} (t), t
50
а
х| (-0) & quot- х (-О) & quot-
5х} (-о) = 5х (1о)
50а _ _ 50а _
, t е [to, tN]-
найти
х'-н (t)
и
5х} (t)
50
а = 1,2,…, б
а
. Определить и (1 ^ и по формуле (15)
1 (t)
& lt-
а
найти
и
1 (1), 1
и
аа
и1(1), 1
ае
-, а-1,2,., Б
а
для
1 е[ 1к, 1к+1]. Используя
выражение (16), получить Г (1) и
аг1(1) ,
-а — 1,2,…, б
ае '- '- '- '-
для
1 е[ 1к, 1к+1]
Шаг 6. При помощи равенств (17), (18) найти, А (1к+1).
аА ('-к +1) а-12
ае, а '-
а
соответственно.
и
Н1 (1к+1)
анн! к±1), а-1
ае
, 2,…, Б
'-а
Шаг 7. Используя соотношения (8), (10), (11), (13) вычислить Р (1к+111к), В1 (1к+1), К1 (1к+1), Р1 (1к+111к+1).
Шаг 8. Найти
ар1 (1к+111к) ав1 (1к+1) ак1 (1к+1) ар1 (1к+111к+1) «= 19 ,
аеа аеа аеа аеа
по формулам,
вытекающим из уравнений (8), (10), (11), (13):
а -^40р1 ((к)+р1 (()ар1 (^
а аеа аеа (1к'- ава
+
т
+р (1|1к ьИ"-+аРШ ((())т+
аеа & lt-«а
аа-аргт (1)+г (1)аеагт («)+г (»)оа^, «к
^-?ЛЦИ р'- (* А)(н'- (*+1))т+н'- (*+1 н'- (*+1)т +
аеа аеа 1 '- аеа
+н (tk+1)pi (tk+lltk) —
5(н'- (tk+1))Т

50
а
50а ¦
5Кi (tk+1)
50
а
5Р (tk^ (tk+1))Т+Р'- (tk (tk+1
50
а
Т
50
а
-Р (tk+11 tk)(н'- (tk+1))Т (в'- (tk+1))-15Bi|k±l) (в'- (tk+1))-1
5Р'-(^^^^ ^^^+1)
50
а
1-к'- (tk+1)н'- (tk+1)
5Р'-(^^+1^)
50
а

5К1 (tk+1) н (tk+1)+к'- (tk+1
50а ^^ '-'-+и V +и 50а
Р'- (Ъ+11 tk)
Шаг 9. Вычислить
k•
А1а=А1а+^Т8Р
2
Bi (tk+1)
4 5Bi (tk+1)
50,
а
а = 1,2,…, 8
Положить
j = 1
а=12 50а 50а '- '-
Шаг 10. Если к = 0? 1к) = х (10) Шаг 11. Используя выражения (7), (9), (12), вычислить * (*к+11)

ае,
а
ае
а
ае,
а = 1,2,…, 8
Шаг 12. Найти по формулам, вытекающим из уравнений (7), (9), (12):
а
л зеа зва у 1 ю у& gt- зеа
да
u1(t), t
ае
1к *1 * 1к+1
а
аеа аеа и+11и и+и аеа аеа.
-
аеа аеа аеа (к+1) (к+1) аеа
Шаг 13. Вычислить
А2а =
ае У (1к+1)
чТ
ае
а
-
В1 (1к+1)) е * (1к+1) —
-1 (е^(1к+1))Т (В1 (1к+1))-1 (В1 (1к+1))-1 е *(1к+1), а = 1,2,…
ах (е-в) ах (е-в)
Шаг 14. Положить аеа аеа
+ Л 2а, а = 1,2,…, б
Шаг 15. Увеличить ^ на единицу. Если ^ к1, перейти на шаг 10.
Шаг 16. Увеличить 1 на единицу. Если 1 ~, перейти на шаг 4. Шаг 17. Увеличить к на единицу. Если к ^ N -1, перейти на шаг 3.
ах (е- в) _ ах (е- в)
Шаг 18. Положить аеа аеа
+ Л 1а, а = 1,2,…, б
и закончить
процесс.
8
Большинство шагов алгоритма вычисления градиента критерия максимального правдоподобия в случае применения статистической линеаризации совпадут с соответствующими шагами алгоритма, описанного выше. Уточним, какие именно шаги требуют корректировки, не повторяя шаги, оставшиеся без изменений:
Шаг 5. Определить и (1) и, решив системы ДУ
Л
Г X1 (1 Г Г0 X1 (1), Р (1), и1 (1), 1
ЭXi (1) _ Эеа _ = ЭГ0 X1(1), Р (1), и1(1), 1
_ Эеа
х
1 () эх1()
Эе
а
— аа11

Р1 (1) ЭР1(1)
эе,
а
Г! [ X1 (1), Р (1), и1 (1), 1 ] Р1 (1) + Р1 (1) Г- [ X1 (1), Р (1), и1 (1), 1 ] + Г (1) ОГТ (1)& quot- Г Г X1 (1), Р1 (1), и1 (1), 1
эе,
а
Р1 (1) + Г! X1 (!), Р1 (!), и1 (!), 1
ЭР1 (1ЭР1 (1)
эеа эеа
х Г-
X1 (1), Р1 (1), и1 (1), 1 + Р1 (1)
Г
X1 (1), Р1 (1), и1(1), 1
Эе
а
0ГТ (1)+Г (1 ГТ (1)+Г (,) О ^
эеа Эеа эеа
Р1 (10) ЭР1 (10)
— аа11
Эе
а

ЭXi (1) ЭР1 (1)
найти
X1 (1) Р1(1)
Эе
а
Эе
, а = 1,2,…, б
а
. По формуле (19), найти
a
u
1(t), t
и
3a
u1(t), t
ae
a = 1,2,…, s
a
для
t e [ tk, tk+1]. Используя выражение
F1 (t)
(20), получить w и
3F1 (t), ,
-a = 1,2,., s
ae '- '- '- '-
для
t e[ tk, tk+1]
Шаг 6. При помощи равенств (21), (22) найти A ('-k+1).
3A1 ('-k +1). a = 1.2… ,
ae»
и
н1 ('-k+1)
3H1 (tk +1)
-v k +1, a = 1,2,…, s
ae,
'-a
соответственно.
Данные вычислительные алгоритмы были программно реализованы в рамках интерактивной программной системы активной параметрической идентификации стохастических динамических систем (APIS 1. 0) [7].
Для линейных нестационарных моделей вида (3), (4) алгоритмы вычисления значения критерия максимального правдоподобия и его градиента имеют похожие структуры с алгоритмами, представленными выше, но являются более простыми в силу отсутствия в формулах (6)-(13) зависимости от
индекса i в матрицах B ('-), F ('-), P ('-k+11 '-k), н ('-k+1), K ('-k+1), P ('-k+1'-k+1)
и векторе A ('-k+1). Матрицы и вектора, входящие в модель (3), (4), определяются по формулам, записанным в самой модели и не требуют дополнительных расчетов.
Список литературы:
1. Денисов В. И., Чубич В. М., Филиппова Е. В. Активная параметрическая идентификация стохастических непрерывно-дискретных систем, полученных в результате применения статистической линеаризации // Сибирский журнал индустриальной математики. — 2012. — Т. XV. — № 4(52). — С. 78−89.
2. Денисов В. И., Чубич В. М., Черникова О. С., Бобылева Д. И. Активная параметрическая идентификация стохастических линейных систем: монография. Новосибирск: Изд-во НГТУ, 2009. — 192 с.
3. Ивченко Г. И., Медведев Ю. И. Введение в математическую статистику. М.: Изд-во ЛКИ, 2010. — 600 с.
4. Измаилов А. Ф., Солодов М. В. Численные методы оптимизации. М.: ФИЗМАТЛИТ, 2008. — 320 с.
5. Огарков М. А. Методы статистического оценивания параметров случайных процессов. М.: Энергоатомиздат, 1980. — 208 с.
6. Чубич В. М., Филиппова Е. В. Применение методов теории планирования экспериментов при параметрической идентификации стохастических нелинейных непрерывно-дискретных систем // АПЭП 2010. Актуальные проблемы электронного приборостроения: материалы X Международной конф. — Новосибирск. — 2010. — Т. 6. — С. 85−93.
7. Чубич В. М., Черникова О. С., Филиппова Е. В. Интерактивная программная система активной параметрической идентификации стохастических динамических систем (APIS 1. 0) // Свидетельство о государственной регистрации программы для ЭВМ № 2 012 617 399. — М.: Роспатент. — 2012.
8. Astrom K. Maximum likelihood and prediction errors methods // Automatica, 1980. V. 16. pp. 551−574.
9. Gupta N., Mehra R. Computational aspects of maximum likelihood estimation and reduction in sensitivity function calculations // IEEE Trans. Automat. Control. — 1974. — V. 19 — № 6. — P. 774−783.

Показать Свернуть
Заполнить форму текущей работой