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文档简介

1、高维随机矩阵理论在数组信号检测与估计中的应用摘要本文中,我们展示了高维随机矩阵理论在频谱中的要素、相关源的检测并解决了在大 数组中的估计问题。这些结果适用于样本空间的协方差矩阵?冲所感测的数据。可以看出,可以实现的检测样品尺寸大小小于传统方法所要求的。如果确定了预定的方向, 可以通过给?设置限制条件,包括从高维随机矩阵理论中提出的,可以得到更加准确的估计。一组理论 用来解决可行性问题。讨论了一些没有解决的问题。问题声明我们认为,当p很大时,检测映射在数列 p( qp)的传感器上的q的数量以及他们的 到达方向是个问题。该模型的成像机制如下。在每个时间t的第j个信号出现在场景中时,第i个传感器的加

2、性噪声和在第 i个传感器接收到的数据可以分别用平方可积的复数值随机?变 量序列?)? ?和?表 示。随机向量(S(t) = ? ?) ,0, +8 , ? = 0和奇异空间的协方差矩阵??= ?0)?0)?。此外,假设随机变量序列2(?t | 1 i p, ?0,+), e? 0 = 0 和 E | ? 0|= ?,?未知,与随机变量序列(??t | 1 1 1 皆的经验分布函数?x IR1? ?= ?1-8,?( A? ?1是个随机过程。我们现在回顾的主要成果,发现一个极限定理:理论1设(?,?1是E | ?1 - ? | 2 = 1的独立同分布的实值随机变量。对IN?中的每一个与?独立,存

3、在一个整数序列(?1使得对IN?中每一个k有+ 1? =? ?T + OO0?满足克莱曼法则的充分条件,?? 1?2 ?= (1/ ?o依概率弱收敛于在离散函数?x I?S? ?=?-?=1+ ,有且仅有离散函数H在(!?)??伞时。使F 当(?乡?)?肖,?1?1 ? ?! ?? 1 ? ? QQQQ?1 ?= ?- ?+ 1 和?1 ?= k。此理论2当?= ?, F已知,代数密度在? 1 -内核遍历所有w的所有非负整数使得(?1 ? ?)使得外,此时唯一确定 Fo下面的理论在T?是单位矩阵的倍数时适用。_ 2 _ 2? ,? 1 +?是正实数。??最大_ 2的特征值几乎可以肯定收敛各自概

4、率于? 1 +? ,m t + o当且仅当E? = 0, ?1 4 ? t 0,x t + O。此外,如果??1 是标准高斯化,_ 2当y 1时,??的最小特征值收敛于 ? 1 -? o还几个有关于F的结果在14中提到,包括在yT0时,F收敛于H和通过y和H计算 F的方法。信号检测中的应用现有的方法,比如在信息论的基础上,依靠样本空间的协方差的噪声特征值之间的相 关性。在源的数量很大时, 为了获得很好的估计,需要很大的样本量(有时是无法得到的)。在信号上附加假设时(包括快照的独立性),定理1表明,p和n充分大时,有很大的可能性,经验离散函数F?接近于离散函数F,当m=p y=p/n和H= ?朋

5、+?。当H是这样时进一步的分析表明,可以计算的到?的值 0, ?当且仅当F可以被分解成至少2个间隔,当最左边的间隔具有质量( p-q ) /p。例如,在模拟14中,p=50, ?的 结果为1.058,从而可以允许相对较小的样本大小。然而,模拟显示比起分解F特征值分解更加有效。因此,下面的数学验证这种现象是有效的,?会被分解成2个数量级与传感器相同的2组,每个组左依赖于真正的协方差举证的最小特征值重数。因此,检测可以以大大小于以前方法所要求的样本大小实现。方位估计中的应用在我们的基本假设下,波达方向可以通过MUSIC算法的空间协方差矩阵 R计算。在实践中,由于缺乏对 R的认识,必须在观察样本协方

6、差矩阵的基础上就行计算。因为?往往是R的较差的近似,该方法可以在应用于 MUSIC前通过以一个满足上述先验约束的矩阵来代替 ?通过调用一套理论来估算和(竖?1話?皆表示的约束,这个可行性问题可以归结为找到子集中的一个R?S=? ?= ?| Q 满足竖??1在一般情况下,直接找到一个在S中的点是不可能的。使 n ?投影映射到??? n?是在??中距离Q最近的(为了使计算可追踪,我们应采取Frobenius距离)。在特定的集合和初始点 ??), 序列(????守将收敛于?其中?+1 口 ??(???。在这个方案中,集合(??仁?周期性的更新, 通过当前集合预测下一集合。首先,我们可以在R-空间带来

7、的问题构建一套真正的协方差矩阵的估计。根据上述驾驶假设,R的秩为q是一个明显的先验约束。因此,可以考虑(封闭的,非凸)矩阵??的秩最多为q。其他的限制可能会从这个几何数组中出现。因此,如果等间距的传感器阵列是线 性的,R将有一个Toeplitz 矩阵结构,并可取??是Toeplitz 矩阵的子空间。几个在阵列处 理中使用投影到?的应用已经被报道,列入9,通常被称为Toeplitzation。文献2提出通过??和??交替预测。应该指出的是,在这样的过程中,可能会出现正定性的损失。因此, 应该加入第三个集合,即正定矩阵。在模拟中,通过使用协方差矩阵约束?而不是他原是对应的?已经被报道,特别是当样本

8、数目n的信噪比很低时。在上述方法中,想要直接估计R,这限制了对噪声提供的信息利用。另一种方法是估计无噪声p*n的数据矩阵H = ?1/2 ?模型中X= AS+ N4。H的估计值?可以通过各种约束条 件合成。然后可以形成约束估计A?,例如,R = H?,对它使用 MUSIC现在让我考虑可以施加到H上的约束。为此目的,对给定的H估计值??定义了剩余矩阵Y ? = X- ?%2?。注意到,我们有YH = N。因此,所有涉及到 N的统计信息可以加在 ??上并可以根据这个 规则建立几个集合。举例来说,在我们的假设下,Y(?3应该看起来像零均值、均方差为?的独立同分布。一个直接用于分析样品均值的应用将导致

9、一组类型2?= ?丨?i? ?=1其中Y(?是通过层叠得到的矢量的实部和虚部。以类似的方式,可以得到Y(?的其他统计。H-空间框架也使得运用高维随机矩阵的性质变得可能。事实上,根据理论2,可以通过Y(?的最大奇异值获得一个限制(在高斯情况下也为最小)。在最大奇异值的情况下,可 以获得, 2 2 2?=?|? ? ?分析1/m表明收敛速度1/m,支持通过限制行为可以不需要很高 的m这个观点。这里提到了 2 个另外的问题。预测计算 集合论建议的方法来确定到达方向是有一个缺点,在涉及到计算每次迭代预测的数值时单调乏味。一般情况下,集的形式由??= ?| ? ?给出,其中??是一个给定的函数。通过求解

10、最小化问题得到矩阵Q在?上的投影m?n ? - ?服从? = ?可以通过拉格朗日乘法器得到。但是,在?不是凸面的情况下,可能会出现局部最小值。在这种情况下,应该提出高效的综合方法来结局最小化问题。收敛的可行点 由于存在非凸集,一个可行点的连续投影算法的收敛性不能保证任何的初步估计。虽然用提供的的迭代点开始是个明智的选择(例如,?= ?在R-空间方法,或者? = ?1/2在H-空间方法),但它并不能保证收敛。因此,收敛性问题值得进一步调查。参考文献1 Z. D. Bai, J. W. Silverstein, and Y. Q. Yin, “ ANote on the Largest Eigen

11、value of a LargeDimensional Sample Covarianee Matrix, Journal of Multivariate Analysis, vol. 26, no. 2, pp. 166-168, August 1988.2 J. A. Cadzow, “SignalEnhaneement - A Composite Property Mapping Algorithm, I”EEE Transaetions on Aeousties, Speeeh, and Signal Proeessing, vol. 36, no. 1, pp. 49-62, Jan

12、uary 1988.3 P. L. Combettes and M. R. Civanlar, “The Ftiounnsdoaf Set Theoretie Es timation, ” ICASSP Proeeedings, pp. 2921-2924. Toronto, Canada, May 14-17, 1991.4 P. L. Combettes and H. J. Trussell,“MethodeoefssSiuvee Projeetions for Finding a CommonPoint of Sets in Metrie Spaees , ” Journal of Op

13、timization Theory and Applieations, vol. 67, no. 3, pp. 487-507, Deeember 1990.5 P. L. Combette s and H. J. Trussell,“The Use of Noise Properties in Set Theoretie Estimation,IEEE Trans- aetions on Signal Proeessing, vol. 39, no. 7, pp. 1630- 1641, July 1991.6 S. Geman, “A Limit Theoremfor the Norm o

14、f Ran dom Matriees, ” The Annals of Probabi,lity vol. 8, no. 2, pp. 252-261, April 1980.7 U. Grenander and J. W. Silverstein, “Speetral Analysis of Networks with Random Topologies, SIAM Journal on Applied Mathematies, vol. 32, no. 2, pp. 499-519, Mareh 1977.8 D. Jonsson, “ Some_imit Theorems for the

15、 Eige nvalues of a Sample Covari a nee Matrix, ” Journal of Multivariate Analysis, vol. 12, no. 1, pp. 1-38, Mareh 1982.9 J. P. Leeadre and P. Lopez,“Estimation-dtriee IntuenrsepMeeatrale de Strueture Imposee, ”Traitement du Signal, vol. 1, pp. 4-17, Deeember 1984.10 V. A. Mar v cenko and L. A. Past

16、ur,“ Distribution of Eigenvalues for Some Sets of RandomMatriees, ” Mathematies of the USSSRbornik, vol. 1, no. 4, pp. 457-483, 1967.11 R. O. Sehmidt, “Multiple Emitter Loeation and Signal Parameter Estimation, ”IEEE Transaetions on Antennas and Propagation, vol. AP-34, no. 3, pp. 276- 280, Mareh 19

17、86.12 J. W. Silverstein, “TheSmallest Eigenvalue of a Large Dimensional Wishart Matrix, ”TheAnnals of Probability, vol. 13, no. 4, pp. 1364-1368, November 1985.13 J. W. Silverstein, “ Onthe Weak Limit of the Largest Eigenvalue of a Large Dimensional Sample Covariance Matrix,” Journal of Multivariate

18、 Analysis,vol. 30, no. 2, pp. 3-30171, August1989.14 J. W. Silverstein and P. L. Combettes, “ SignalDetection via Spectral Theory of Large Dimensional Ran dom Matrices, ” IETErEansactions on Signal Processing, vol. 40, no. 8, August 1992.15 Y. Q. Yin, “ Limiting Spectral Distribution for a Class of Random Matrices, J”our

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