Статистический анализ случайных процессов

Большая Советская Энциклопедия. Статьи для написания рефератов, курсовых работ, научные статьи, биографии, очерки, аннотации, описания.


А Б В Г Д Е Ё Ж З И Й К Л М Н О П Р С Т У Ф Х Ц Ч Ш Щ Ъ Ы Ь Э Ю Я 1 2 3 4 8 A L M P S T X
СI СА СБ СВ СГ СД СЕ СЁ СЖ СИ СК СЛ СМ СН СО СП СР СС СТ СУ СФ СХ СЦ СЧ СШ СЪ СЫ СЬ СЭ СЮ СЯ
СТА
СТВ
СТЕ
СТЁ
СТИ
СТЛ
СТО
СТР
СТУ
СТШ
СТЫ
СТЬ
СТЭ
СТЮ
СТЯ

Статистический анализ случайных процессов, раздел математической статистики, посвященный методам обработки и использования статистических данных, касающихся случайных процессов (т. е. функций X (t) времени t, определяемых с помощью некоторого испытания и при разных испытаниях могущих в зависимости от случая принимать различные значения). Значение x (t) случайного процесса X (t), получаемое в ходе одного испытания, называется реализацией (иначе — наблюдённым значением, выборочным значением или траекторией) процесса X (t); статистические данные о X (t), используемые при статистическом анализе этого процесса, обычно представляютсобой сведения о значениях одной или нескольких реализаций x (t) в течение определенного промежутка времени или же о значениях каких-либо величин, связанных с процессом X (t) (например, о наблюденных значениях процесса Y (t), являющегося суммой X (t) и некоторого «шума» N (t), созданного внешними помехами и ошибками измерения значений x (t)). Весьма важный с точки зрения приложений класс задач Статистический анализ случайных процессов представляют собой задачи обнаружения сигнала на фоне шума, играющие большую роль при радиолокации. С математической точки зрения эти задачи сводятся к статистической проверке гипотез: здесь по наблюденным значениям некоторой функции требуется заключить, справедлива ли гипотеза о том, что функция эта является реализацией суммы шума N (t) и интересующего наблюдателя сигнала X (t), или же справедлива гипотеза о том, что она является реализацией одного лишь шума N (t). В случаях, когда форма сигнала X (t) не является полностью известной, задачи обнаружения часто включают в себя и задачи статистической оценки неизвестных параметров сигнала; так, например, в задачах радиолокации очень важна задача об оценке времени появления сигнала, определяющего расстояние до объекта, породившего этот сигнал. Задачи статистической оценки параметров возникают и тогда, когда по данным наблюдений за значениями процесса X (t) в течение определённого промежутка времени требуется оценить значения каких-то параметров распределения вероятностей случайных величин X (t) или же, например, оценить значение в фиксированный момент времени t = t1 самого процесса Х (t) (в предположении, что t1 лежит за пределами интервала наблюдений за этим процессом) или значение y (t1) какого-либо вспомогательного процесса Y (t), статистически связанного с Х (t) (см. Случайных процессов прогнозирование). Наконец, ряд задач Статистический анализ случайных процессов Относится к числу задач на непараметрические методы статистики; так обстоит дело, в частности, когда по наблюдениям за течением процесса X (t) требуется оценить некоторые функции, характеризующие распределения вероятностей значений этого процесса (например, плотность вероятности величины Х (t), или корреляционную функцию Ex (t) X (s) процесса Х (t), или, в случае стационарного случайного процессаX (t), его спектральную плотность f (l)

  При решение задач Статистический анализ случайных процессов всегда требуется принять те или иные специальные предположения о статистической структуре процесса X (t), т. е. как-то ограничить класс рассматриваемых случайных процессов. Очень ценным с точки зрения Статистический анализ случайных процессов является допущение о том, что рассматриваемый процесс X (t) является стационарным случайным процессом; при этом допущении, зная значения единственной реализации x (t) в течение промежутка времени 0 £t£T, можно уже получить целый ряд статистических выводов о вероятностных характеристиках процесса X (t). В частности, среднеарифметическое значение

 

  в случае стационарного случайного процесса X (t) при весьма широких условиях является состоятельной оценкой математического ожидания Ex (t) = m (т. е.  сходится при Т ®¥ к истинному значению оцениваемой величины m); аналогично этому выборочная корреляционная функция

  ,

  где t > 0, при широких условиях является состоятельной оценкой корреляционной функции B (t)=Ex (t) X (t + t).

  Однако Фурье преобразование функции  — так называемая периодограмма IT(l) процесса X (t) — уже не представляет собой состоятельной оценки спектральной плотности f (l), являющейся преобразованием Фурье функции В (t); при больших значениях Т периодограмма IT (l) ведёт себя крайне нерегулярно и при Т®¥ она не стремится ни к какому пределу. Поэтому Статистический анализ случайных процессов включает в себя ряд специальных приёмов построения состоятельных оценок спектральной плотности f (l) по наблюдённым значениям одной реализации стационарного процесса X (t), большинство из которых основано на использовании сглаживания периодограммы процесса по сравнительно узкой области частот l.

  При исследовании статистических свойств оценок вероятностных характеристик стационарных случайных процессов очень полезными оказываются дополнительные допущения о природе X (t) (например, допущение о том, что все конечномерные распределения значений процесса X (t) являются нормальными распределениями вероятностей). Большое развитие получили также исследования по Статистический анализ случайных процессов, в которых предполагается, что изучаемый процесс X (t) является марковским процессом того или иного типа, или компонентой многомерного марковского процесса, или компонентой многомерного процесса, удовлетворяющего определённой системе стохастических дифференциальных уравнений.

 

  Лит.: Дженкинс Г., Ватте Д., Спектральный анализ и его приложения, пер. с англ., в. 1—2, М., 1971—72; Хеннан Э., Анализ временных рядов, пер. с англ., М., 1964; его же, Многомерные временные ряды, пер. с англ., М., 1974: Липцер Р. Ш., Ширяев А. Н., Статистика случайных процессов (нелинейная фильтрация и смежные вопросы), М., 1974.

  А. М. Яглом.

Так же Вы можете узнать о...


Володарский Лев Мордкович [р. 15(28).3.1911, м.
Гиромагнитное отношение, отношение магнитного момента атомных частиц (электронов, протонов, нейтронов, атомных ядер и т.
Денитрифицирующие бактерии, бактерии, восстанавливающие нитраты до молекулярного азота (см.
Жиронда (эстуарий) Жиронда (Gironde), эстуарий рр. Гаронна и Дордонь во Франции, открывается в Бискайский залив.
Искатель электромеханический, коммутационное (переключающее) устройство для соединения абонентских линий в автоматических телефонных и телеграфных станциях.
Кизи, Большое, озеро в Хабаровском крае РСФСР, в пойме правобережья нижнего течения р.
Котов Василий Тимофеевич [р. 20.3(1.4).1899, село Берёзово Павловского уезда Воронежской губернии], советский эпизоотолог, доктор ветеринарных наук (1952), член-корреспондент ВАСХНИЛ (1956).
Лептомедузы, свободноплавающие медузы кишечнополостных животных отряда лептолид.
Масаллы, город (до 1960 — посёлок), центр Масаллинского района Азербайджанской ССР.
Московский 2-й университет, 2-й Московский государственный университет, основан в 1918 в результате преобразования Московских высших женских курсов (созданных в 1872) в составе историко-филологического, физико-математического и медицинского факультетов.
Нурбердыев Помма (5.5.1909, село Акян, ныне Марыйского района, — 24.
Партийное бюро, см. Бюро партийное.
Поповка, река в Магаданской области и Якутской АССР, левый приток р.
Ревмокардит, ревматический кардит (от греч. kardia — сердце), поражение сердца при ревматизме.
Свешников Александр Васильевич [р. 30.8(11.9).
Сорока Григорий Васильевич [15(27).11.1823, деревня Покровская, ныне Калининской области, — 10(22).
Тасин Георгий Николаевич [10(22).3.1895, Шумячи, ныне Смоленской области, — 6.
Угарный газ, CO, то же, что углерода окись.