ISSN 0236-235X (P)
ISSN 2311-2735 (E)

Публикационная активность

(сведения по итогам 2017 г.)
2-летний импакт-фактор РИНЦ: 0,500
2-летний импакт-фактор РИНЦ без самоцитирования: 0,405
Двухлетний импакт-фактор РИНЦ с учетом цитирования из всех
источников: 0,817
5-летний импакт-фактор РИНЦ: 0,319
5-летний импакт-фактор РИНЦ без самоцитирования: 0,264
Суммарное число цитирований журнала в РИНЦ: 6012
Пятилетний индекс Херфиндаля по цитирующим журналам: 404
Индекс Херфиндаля по организациям авторов: 338
Десятилетний индекс Хирша: 17
Место в общем рейтинге SCIENCE INDEX за 2017 год: 527
Место в рейтинге SCIENCE INDEX за 2017 год по тематике "Автоматика. Вычислительная техника": 16

Больше данных по публикационной активности нашего журнале за 2008-2017 гг. на сайте РИНЦ

Вход


Забыли пароль? / Регистрация

Добавить в закладки

Следующий номер на сайте

4
Ожидается:
16 Декабря 2018

Алгоритм экстраполяции случайного процесса с применением метода локальной аппроксимации

Статья опубликована в выпуске журнала № 1 за 1999 год.[ 25.03.1999 ]
Аннотация:
Abstract:
Авторы: Дли М.И. (midli@mail.ru) - Филиал Московского энергетического института (технического университета) в г. Смоленске, г. Смоленск, Россия, доктор технических наук
Количество просмотров: 16475
Версия для печати
Выпуск в формате PDF (1.25Мб)

Размер шрифта:       Шрифт:

Задача экстраполяции или прогнозирования случайного процесса часто встречается при исследовании различных систем и объектов. Теоретически данная задача исследована достаточно полно как в непрерывном, так и в дискретном вариантах, при этом соответствующие алгоритмы экстраполяции отображаются либо в форме фильтров Винера и Калмана-Бьюси [I], либо в форме разностных уравнений авторегрессии – скользящего среднего [2]. Однако известные результаты относятся в основном к ситуации, когда рассматриваемый случайный процесс считается удовлетворяющим линейному стохастическому дифференциальному или разностному уравнению.

Учет нелинейности, как правило, присутствующей в реальных процессах, привел к дальнейшему развитию алгоритмов экстраполяции: в виде нелинейного фильтра Калмана-Бьюси, в виде линейной комбинации моделей авторегрессии – скользящего среднего [3] и в рамках нейросетевого подхода [3, 4]. Отметим, что каждый из отмеченных алгоритмов обладает определенными недостатками, ограничивающими их практическое применение: так, при использовании алгоритма Калмана – это значительный объем требуемой априорной информации о процессе, а при использовании нейросетевого подхода – сложность реализации в реальном масштабе времени на базе существующих нейросетевых программных пакетов [4] и т.п.

В настоящей статье рассмотрен другой, как представляется, свободный от большинства указанных недостатков алгоритм экстраполяции случайного процесса, основанный на методе локальной аппроксимации [5], допускающий легкую программную реализацию.

Предположим, что рассматриваемый случайный процесс удовлетворяет нелинейному стохастическому разностному уравнению

xt+1=f(xt, xt-1, xt-2,…et),                                           (1)

где xt – значения процесса в дискретные моменты времени t; et – значения порождающего процесса типа дискретного белого шума; f(×) – функция, вообще говоря, неизвестного вида.

Предположим далее, что математическое ожидание и дисперсия процесса хt существуют, конечны и постоянны: mx = const, Ã2x= const, а также, что f(×) является однозначной функцией всех своих аргументов. Данные предположения, по сути, определяют весь объем необходимой априорной информации.

Требуется на основании данных предварительного идентифицирующего (обучающего) эксперимента, текущем хt и нескольких предыдущих xt-1, xt-2,... значениях процесса найти экстраполируемое значение  для следующего момента времени t+1.

Идея предлагаемого алгоритма экстраполяции может быть представлена следующим образом.

Пусть множество упорядоченных наборов значений процесса вида {хk+1, хk,xk-1,...,хk-n}, близких к набору текущих измеренных значений {xt, хt-1,...,хt-n}, например, в смысле расстояния

dk=       (2)

(где w1– wn – некоторые неотрицательные весовые коэффициенты) достаточно точно аппроксимируется линейной моделью авторегрессии порядка n, то есть

xk+1 = c0 xk+c1 xk-1+...+cn xk-n+ek,                        (3)

где c0¸cn – коэффициенты модели; ek – порождающий дискретный белый шум с постоянными математическим ожиданием и дисперсией.

В предположении, что такой же модели соответствуют текущие значения процесса, экстраполируемое значение можно определять по формуле

= c0 xt+c1xt-1+...+cn xt-n.                               (4)

Коэффициенты c0¸cn данной (локальной) модели находятся с использованием "М ближайших соседей", то есть с использованием данных М ближайших в смысле расстояния (2) приведенных наборов значений (число М полагается заданным М>n+1), на базе стандартной процедуры метода наименьших квадратов [2]. Введем обозначения:

СT = (c0, c1,...,cn) – вектор коэффициентов модели (3),

 – вектор-строка, соответствующий одному из "М ближайших соседей", i=1,2,...,M,

YT=, "T" – символ транспонирования, при этом использование метода наименьших квадратов дает оценку вектора С:

=(ХT×Х)-1×XT Y,                                                  (5)

где Х – матрица размера М ´ (n + 1), строками которой являются XiT.

В соответствии с изложенным целесообразно выделить этапы обучения и использования алгоритма.

На этапе обучения при заданных n, w1 ¸ wn, М с использованием обучающей выборки формируется база данных алгоритма, которую можно отобразить матрицей U со строками вида áхk+1, xk, ..., xk-nñ.

На этапе использования (в том числе в режиме реального времени) по текущему хt и предыдущим значениям xt-1, xt-2, ..., xt-n значениям процесса с применением расстояния (2) в базе данных находятся М отмеченных "ближайших соседей", и далее по выражениям (5), (4) осуществляется прогноз (экстраполяция).

Остановимся подробнее на этапе обучения. Он может быть описан следующим образом.

1. Проведение "затравочного" эксперимента с регистрацией значений хk и формирование начальной матрицы U с числом строк, большим М.

2. Ввод очередного значения xk+1. Расчет по соотношениям (2), (5), (4) прогнозируемого значения .

3. Проверка выполнения неравенства

>r,                                                  (6)

где r – заданная константа, определяющая точность прогноза.

4. В случае выполнения неравенства матрица U дополняется строкой áхk+1, хk, хk-1, ..., xk-nñ. При невыполнении (6) матрица U не изменяется.

5. Переход к пункту 2.

Общее количество значений процесса хt, используемых для формирования U, может быть как фиксированным, так и переменным. Например, условием останова процедуры обучения может быть невыполнение неравенства (6) N0 раз подряд, где N0 =50¸100.

На этапе использования в соответствии с изложенным выполняется только 2-й пункт описанной процедуры.

Остановимся на рекомендациях по выбору параметров n, w1¸wn, М, r.

Так же, как и при использовании классического аппарата моделей авторегрессии (скользящего среднего), здесь невозможно теоретически сразу указать оптимальный порядок n авторегрессионной модели (3), поэтому последующие рекомендации носят эмпирический характер.

Так, исходя из принципа экономии [2], можно рекомендовать построение модели, начиная с n=1; величину М целесообразно выбирать равной (n+3)¸(n+5); весовые коэффициенты w1¸wn – равными единице или убывающими в геометрической прогрессии; значение r должно соответствовать приемлемой погрешности прогноза.

Если при указанном выборе число строк матрицы U (базы данных модели) оказывается очень большим, сопоставимым с объемом обучающей выборки, следует увеличить n, а возможно, и r. В ряде имитационных экспериментов по изучению описанного алгоритма погрешность уменьшилась на 30¸40 % при удачном подборе весовых коэффициентов w1¸wn. Заметим, что обычно нескольких таких уточняющих итераций (по подбору n, w1¸wn, М, r) оказывается достаточным для формирования по итогам обучающего этапа матрицы U умеренного размера, при котором прогностические свойства алгоритма соответствуют допустимым.

Рис. 1

Особенности применения предложенного подхода рассмотрим на следующем примере.

Исследуемый дискретный случайный процесс (известный как процесс Хенона [4]) соответствовал нелинейному разностному уравнению

хt+1=1+0.3хt–1.4х2t+et,                                        (7)

где в данном случае et – дискретный белый шум, имеющий равномерное распределение в интервале (-0.1,0.1).

При случайном начальном условии, равномерно распределенном в интервале (0,1), формируемые в соответствии с (7) значения хt образовали процесс достаточно хаотического, случайного вида, показанного на рисунке 1 (заметим, что соответствующее имитационное моделирование и программная реализация алгоритма экстраполяции выполнены с помощью системы MathCAD 7.0 Pro [6]).

Предварительное изучение процесса позволило определить его математическое ожидание (mx=0.49), дисперсию (=0.225) и найти оценки ординат rj его нормированной автокорреляционной функции.

Этап обучения описанного алгоритма при объеме обучающей выборки N=400 и параметрах n=1, w1=0.8, М=5, r=0.2 позволил сформировать матрицу U (базу данных модели), содержащую 28 строк вида áхk+1,xk,хk-1ñ. Диагностическая проверка прогнозирующих свойств алгоритма (по другой выборке того же объема) дала оценку дисперсии прогноза =7.25×10-3. На рисунке 2 показано несколько значений исходного и прогнозируемого процессов (обозначенного через zt).

Для сравнения: прогноз был проведен также с помощью ряда других алгоритмов:

а) с помощью тривиального статистического прогноза по одной точке, то есть по соотношению [7]:

=хt.                                                                 (8)

Имитационное моделирование привело к оценке дисперсии прогноза =0.881, что при величине г1 » –0.88 (см. рис. 2) хорошо согласуется с теоретической величиной [7, 8]

=2(1–r1)=2×0.225×(1+0.88)=0.846;

б) с помощью адаптивного алгоритма экспоненциального сглаживания 1-го порядка [9], при котором экстраполируемые значения рассчитывались по соотношениям

                     (9)

(оптимальное значение g подобрано экспериментально).

В данном случае оценка дисперсии прогноза оказалась равной 0.29;

в) с помощью "наилучшей" модели авторегрессии.

Методом подбора было установлено, что "наилучшей" (глобальной) моделью авторегрессии для рассматриваемого процесса является модель вида

=0.490–0.75(хt–0.490)–0.25(хt-2–0.490), (10)

при этом  = 0.041.

Как видно из приведенных результатов, прогноз по предложенному алгоритму осуществляется существенно более точно по сравнению с рассмотренными другими.

Подпись:  
Рис. 2
Представляется, что приведенный подход к экстраполяции случайного процесса, основанный на методе локальной аппроксимации, является вполне конкурентоспособным по отношению к другим известным подходам. Его основные достоинства: возможность получения высокого качества прогноза, минимальные априорные предположения о характере рассматриваемого процесса, простота программной реализации, допускающая работу в реальном масштабе времени, позволяют рекомендовать его к использованию в задачах экстраполяции, когда заметно проявление нелинейных свойств случайного процесса. Заметим, что если "истинная" модель такого процесса линейна, то метод локальной аппроксимации по точностным свойствам аналогичен подходу с использованием моделей авторегрессии.

Список литературы

1. Сейдж Э., Меле Дж. Теория оценивания и ее применение в связи и управлении. -М.: Связь, 1976.

2. Бокс Дж., Дженкинс Г. Анализ временных рядов: прогноз и управление. - М.: Мир. - 1974. - Вып.1.

3. Бэстенс Д.-Э., Ван ден Берг В.-М., Вуд Д. Нейронные сети и финансовые рынки: принятие решений в торговых операциях. - М.: ТВП, 1997.

4. Горбань А.Н., Россиев Д.А. Нейронные сети на персональном компьютере. - Новосибирск: Наука, 1996.

5. Youji liguni, Isao Kawamoto, Norihiko Adachi. A nonlinear adaptive estimation method based on local appoximation // IEEE Trans. On Signal Proctssing. -1997. - Vol. 45. -№7. -Р.1831-1841.

6. Дьяконов В.П. Справочник по MathCAD PLUS 7.0 PRO. – М.: "CK Пресс", 1998.

7. Ефимов А.Н. Предсказание случайных процессов. - М.: Знание, 1976.

8. Ицкович Э.Л. Контроль производства с помощью вычислительных машин. -М.: Энергия, 1975.

9. Чуев Ю.В., Михайлов Ю.Б., Кузьмин В.И. Прогнозирование количественных характеристик процессов. - М.: Советское радио, 1975.


Постоянный адрес статьи:
http://swsys.ru/index.php?page=article&id=920
Версия для печати
Выпуск в формате PDF (1.25Мб)
Статья опубликована в выпуске журнала № 1 за 1999 год.

Назад, к списку статей

Хотите оценить статью или опубликовать комментарий к ней - зарегистрируйтесь