18.07.2013 Views

1 ХАРКІВСЬКИЙ НАЦІОНАЛЬНИЙ УНІВЕРСИТЕТ ...

1 ХАРКІВСЬКИЙ НАЦІОНАЛЬНИЙ УНІВЕРСИТЕТ ...

1 ХАРКІВСЬКИЙ НАЦІОНАЛЬНИЙ УНІВЕРСИТЕТ ...

SHOW MORE
SHOW LESS

Create successful ePaper yourself

Turn your PDF publications into a flip-book with our unique Google optimized e-Paper software.

8<br />

2<br />

розрахунок σ справедливий за умови незалежності відліків функції<br />

середньоквадратичного відхилення. Для визначення необхідної кількості<br />

незалежних відліків визначаються інтервали кореляції t corr для кожної з<br />

послідовностей. Вибірка значень p k через інтервал кореляції дозволяє вважати<br />

ці величини некорельованими. Згідно цього<br />

<br />

2<br />

<br />

2 σ <br />

k ( tcorr<br />

) <br />

p . Після<br />

<br />

<br />

розрахунку дисперсії визначаємо максимальну похибку ˆ j<br />

μ як П 3 σ<br />

k<br />

і,<br />

порівнюючи розраховану похибку зі встановленим порогом (5 12) λW ,<br />

приймаємо рішення про достовірність отриманої оцінки.<br />

Після отримання набору оцінок ˆ j<br />

μ і їх похибок k<br />

переходимо до<br />

алгоритму формування "віртуальних" подвійних різниць. Вибираємо<br />

референцний (опорний) супутник (ділянку) і відносно нього трансформуємо<br />

систему рівнянь таким чином:<br />

( j) (1) ˆ ( j,1) (1) ( j,1)<br />

μˆ ˆ ˆ N k = 2, m; j = 2, n;<br />

k 1 1 k1 k1 W<br />

( j)<br />

(1)<br />

μˆ<br />

ˆ<br />

1 1<br />

k <br />

k = ; j = ;<br />

1<br />

f , (5)<br />

μˆ<br />

ˆ ˆ<br />

k = 2, m; j = 1;<br />

( j)<br />

(1) (1)<br />

k 1 k1<br />

( j) μˆ<br />

k<br />

(1) ˆ ( j,1)<br />

ˆ 1 1<br />

k = 1; j = 2, n;<br />

(1) (1) де ˆ 1 N W1 λW (1) (1) (1)<br />

c1,<br />

ˆ 21 N W 21 λW c<br />

21 ,<br />

ˆ ( j,1) ( j) 1 NW1 λW ( j) N W1 λW ( j)<br />

(1) ( ,1) ( ) ( ) (1) (1)<br />

c c<br />

, ˆ j j j<br />

NW 21 <br />

<br />

NW 2 N <br />

W1 <br />

<br />

<br />

NW 2 N W1<br />

.<br />

Формуємо вектор вхідних параметрів для процедури РФН. Для<br />

однобазового режиму він записується в наступному вигляді:<br />

<br />

<br />

[2 n] <br />

F 1 , 21, [1] [1] [ n1] [ n1]<br />

<br />

2 2 2<br />

μ<br />

, Κ diagσ ,σ ,...,σ<br />

n <br />

1 2 ,<br />

<br />

де Κ – кореляційна матриця вхідних параметрів; – знак оцінки середнього<br />

значення.<br />

Формуємо МНК-оцінку вихідних параметрів:<br />

ˆ f<br />

θ Α Κ Α Α Κ μ , Α = ,<br />

θ<br />

T<br />

ˆ<br />

2,1 n,1 2,1 n,1 θ ... ... , K <br />

Α Κ Α<br />

,<br />

n 1 21 21 21<br />

де A – матриця часткових похідних; ˆ θ – вектор вихідних параметрів;<br />

K – кореляційна матриця похибок вихідних параметрів.<br />

<br />

Для отриманих оцінок ,1 n 21 обчислюємо максимальну похибку згідно з<br />

алгоритмом верифікації, описаним вище, з урахуванням залишку від<br />

округлення до найближчого цілого числа. У разі достовірності результату,<br />

оцінка ,1 n 21 округляється до цілого числа і враховується в (5), після цього<br />

формуємо новий вектор μ , при цьому матриця Κ залишається незмінною.<br />

Результати експериментальних досліджень підтвердили працездатність і<br />

ефективність алгоритму РФН і довели, що використання "віртуальних"

Hooray! Your file is uploaded and ready to be published.

Saved successfully!

Ooh no, something went wrong!