3 (1547)

^r

- 3 -

.

^v° funkcję ryzyka przyjmujemy w tym przypadku funkcję o postaci 2

m

e

1

- błąd estymacji

f^eil°⁰

¹*²’ 1 / d

1.2

P_e - E|ee^T£ ^E{*i^eil- ^Pi

^Ek^ed \ -⁰

a    .    •.

Szukany estymator b .jest kombinacją liniową    oraz b₂

i wyraża się wzorem :

* - [^pi¹ * ^I2¹]*¹ ( ^Pi¹ N * ^PI¹ h) / !ł, '    ^/e/

Ki ,<vfAu \ cv . UKLOCJAO^

Macierz kowariancji tak obliczonego estymatora ma postać :    ,

P_b = E[(b - b)(h - b)^T^- [p^¹ + P~¹] ~¹    m ix£Pv\o^,7

5* Estymator rekurencyjny

•*

W przypadku ciągłego dopływu informacji z pomiarów powstaje pytanie w jaki sposób wykorzystać kolejne informacje nie będąc zmuszonym do zaczynania obliczeń od początku* tzn* zmiany wymiaru odpowiednich macierzy i prowadzenia obliczeń zgodnie z /5/• Rozwiązaniem tego problemu jest estymator rekurencyjny o postaci 2

A    T

**N " ^bN-1 * *N ( ^yN “ ^ ^bN-1 )

N

1 +

N^T „-1    N\_1

^{U U} )

Aa/

-1 „t

• 1