![](/user_photo/_userpic.png)
книги из ГПНТБ / Гусев, К. Г. Поляризационная модуляция
.pdfствия ПМ сигнала: |
|
|
|
п |
|
14-Д |
л. |
оо |
со |
|
|
р & 1)= j |
J--- j f a о. |
к ....у »)Цл, |
|
||
1—Д |
|
—оо |
—оо |
i = l |
(7.2.43) |
+Д |
|
оо |
оо |
п |
|
|
|
||||
Я(и/1) = | |
dX„ |
J,.. |
j f ( X 0, |
X,, .... Хп%) Д dXt , |
|
—Л |
|
—оо |
—оо |
<=1 |
|
где Д — произвольная положительная малая величина. Отсюда вид но, насколько бывает важно в задаче обнаружения знать методы определения апостериорных плотностей вероятностей параметров поляризации ПМ сигналов, рассмотренные в работах [15, 30].
7.3.ЗАДАЧА ОЦЕНКИ ПАРАМЕТРОВ ПОЛЯРИЗАЦИИ ПМ
СИГНАЛОВ
Рассмотренная в предыдущем параграфе задача обнаружения ПМ сигнала должна предшествовать задаче оценки его параметров поляризации в тех случаях, когда возможно отсутствие ПМ сигнала на входе приемной системы. Эти задачи имеют между собой орга
ническое |
сходство |
в |
определении |
среднего и условного рисков, |
однако |
в каждой |
из |
них необходимо учитывать свою специфику, |
|
которая раскрывается в постановке задачи. |
||||
При оценке параметров поляризации ПМ сигнала в общем слу |
||||
чае каждой точке пространства А* |
посредством оператора Тп приво- |
дится в соответствие некоторая область пространства U. В этом
смысле это преобразование является необратимым. Кроме того, в задачах оценки параметров наблюдателю не просто необходимо определить, отличен ли сигнал от нуля или нет, а узнать с наиболь шей точностью значения параметров принятого сигнала. Следова тельно, здесь мы имеем не две точки, а целое пространство решений,
и приходим к необходимости разделения пространства U на обла
сти, которым соответствуют различные решения.
Если параметры поляризации ПМ сигнала принимают дискрет-
—У
ные значения A-i, Х2....... Хт, то пространство U делится на т не-
перекрывающихся областей. Определение оптимальной системы оцен ки параметров поляризации сводится в таком случае к оптималь-
ному разделению пространства U на неперекрывающиеся области |
|
—> —► |
-V |
U1, U2........ Um различных решений, которое обеспечивает минимум
среднего риска
q=M[r‘{A-, Л*)], |
(7.3.1) |
где г (Л; Л*) — некоторая функция потерь. |
|
Функция потерь может однозначно определяться |
заданием |
пары значений параметров поляризации X и X*. В этом случае |
|
средний риск (7.3Л) находится по формуле |
|
Я = £ £ ' (V . t * ,) Р (Xt) Р (X*i/Xt) . |
(7.3.2) |
Д А* |
|
180
Однако могут быть случаи, когда при заданных X и Я* значения
функции потерь зависят еще от того, по какому правилу выбора
решения Р(у/и] была принята |
оценка X*. В этом случае средним |
|||||||||||
риск (7.3.2) определяется по формуле |
|
|
|
|
|
|
||||||
q = £ |
£ |
Е г (Xi■%) Р |
Й ) |
р |
(я* Д ) |
Я [Y/«]• |
(7.3.3) |
|||||
А |
А* |
и |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
—► —> |
|
|
|
того, |
что |
при передаче ПМ |
сигнала с пара- |
|||||
Z3 (X*j/Xt) — вероятность |
||||||||||||
метрами поляризации |
—> |
будет |
|
|
|
|
|
—> |
равна |
вероят |
||
Xt |
принято решение X*j, |
|||||||||||
ности того, что |
при |
передаче |
ПМ сигнала |
с |
параметрами |
поляри- |
||||||
зации Xt колебание и попадет |
в |
|
|
-У |
|
|
|
|||||
область Uj. |
Следовательно, выра |
|||||||||||
жения для средних |
рисков |
(7.3.2) |
и |
(7.3.3) |
можно переписать |
|||||||
в виде |
|
Е £ |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Я = |
г |
Я*3) Р (Я<) Р («/Я,), |
|
(7.3.4) |
|||||||
|
|
Л |
Л* |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
<7 = |
£ |
£ |
£ |
г |
7%) р (К) Р (u/Xt) Р [Y/«] • |
(7.3.5) |
||||||
|
А Л* |
- |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Таким образом, при оценке параметров поляризационной струк-
туры необходимо каждой возможной реализации и на входе опти
мального приемника ПМ сигналов поставить в однозначное соот-
ветствие некоторое значение вектора X из области Л, т. е. сформиро-
вать некоторый функционал ф= ср[u(7,; X)J, называемый оценкой. Из-за наличия помех неизбежны ошибочные оценки параметров
поляризационной структуры. Каждое такое ошибочное решение со провождается некоторыми потерями, которые, в свою очередь характеризуются соответствующими функциями стоимости. В си стемах связи с дискретными сообщениями или параметрами наи большее распространение получила простоя функция стоимости. Под простой функцией стоимости понимается такая функция, когда стои мость правильной оценки параметра принимается равной гп, а стои
мость всех ошибочных оценок имеет одно и то |
же значение гн> гп |
|||
независимо от величины ошибки. В этом |
случае |
функция |
стоимости |
|
—У —► |
|
|
|
|
г(Я; X*) может быть представлена в виде |
|
|
|
|
(t; X*) ~ Е [гн ' (г н |
' гя) ®) |
|
-I] |
(7.3.6) |
|
|
h ‘к |
|
А =1
где
8 |
/ |
I, |
при Я* = Ти. |
7ц 7* |
( |
0 , |
при Як ф Yk- |
Таким образом, согласно (7.3.6) определяется штраф гп за каж дый неверно оцененный параметр Як(£=1, 2 ,..., т) и меньший штраф Гп, если дана правильная оценка Хь — уь. Подставляя полу
181
ченное выражение '(7.3.6) |
в (7.3.5), получим |
||||
|
|
т |
|
|
|
Я = |
тг-а.— Ан - |
ги) Е |
S E |
E |
5Х ■, Р А) Р («А) Р Ш , (7.3.7) |
|
|
А=1 |
А Л* |
^ |
* * |
где ^ |
и т. д. |
обозначают, |
что |
суммирование производится по |
|
Л |
|
|
|
|
|
всем допустимым значениям каждого из поляризационных парамет ров A’h‘
Из выражения (7.3.7) следует, что для минимизации риска надо так выбрать правило выбора решений Р(у1и), чтобы максимизиро
вать
Q* = Е Е \ д , А А) Р («А) A(y/«):
|
|
Д Л* |
|
|
|
|
= Е р Ы |
р (a/Yfc) р Ы « ) . |
(7.3.8) |
где |
|
|
|
|
А АО = |
Е А А). |
|
|
|
д - д н |
|
|
|
|
А («АО = |
Е |
Я (аА), |
— частные вероятности. |
(7.3.9) |
|
s-д , |
|
|
|
А (Yi/а) = |
S |
А (y/и) |
|
|
Л*-А *
Впринятых обозначениях средний риск (7.3.7) можно предста
вить в более сжатой форме:
|
q |
|
|
|
т |
|
|
А ) |
|
|
|
|
тгя —(гя — |
Е |
Q k (и; |
. |
(7.3.10) |
||||||
|
= |
|
|
|
гп) £ |
|
|
||||
|
|
|
|
|
k=l |
$ |
|
|
|
|
|
Далее |
оптимизация |
осуществляется |
путем |
|
соответствующего |
||||||
выбора т правил выбора решений |
|
|
|
|
|
|
|||||
|
|
A |
(Y it/a), |
k=\, 2........ т. |
|
|
(7.3.11) |
||||
Этот риск будет наименьшим, если каждое Quимеет наибольшее |
|||||||||||
значение, |
так как |
|
0 при |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
A (a/Y„) |
< |
1 , A (Yfc) < |
1 , |
A (ys/ h) > 0 . |
(7.3.12) |
|||||
Максимизация Q& получается, если положить |
|
|
|
||||||||
|
A (Ys/a) = |
« |
- = 0 |
при |
y\ # |
|
Yu. |
(7.3.12а) |
133
где Yj, = [Xft] — безусловная оценка максимального правдоподобий йараметра Xft, определяемая выражением
Р{К)Р(Фк)^Р{К)Р{и/К) |
(7.3.13) |
||
при всех значениях Хк из области Лк- |
|
риска: |
|
Таким образом, |
мы пришли к выражению байесова |
||
Я = 4mm = |
тr n — ( rn — rli) 2 i |
И Р Q h) Р ( и Д О . |
(7 .3 .14) |
|
k - \ |
7* |
|
Необходимо отметить, что для принятой функции стоимости оценки параметров поляризационной структуры ПМ сигнала X4*, Х2* ,.. ., Хт* представляют безусловные оценки максимального прав-
доподобия yk=^k каждого из параметров Яд в отдельности. Пара
метры поляризационной структуры сигнала статистически связаны
—> —►
между собой, что определяется Р(и/Х), причем каждая из веро
ятностей Р{Хк) и Р(и/Хк) содержит такие связи, но безусловные
оценки максимального правдоподобия определяются независимо друг от друга. Следовательно, при простой функции цены опти
мальным |
является решение, принимаемое по максимуму правдопо- |
||
добия, а оптимальный оператор системы имеет |
—► |
||
вид ы е {/3- (или |
|||
X*=Xj*), когда удовлетворяется система неравенств |
|||
|
Р (иДз) > Р (аДл) |
при i Ф /. |
(7.3.15) |
Если |
пространство принимаемых |
колебаний |
U параметров Л |
и решений Л* непрерывно, то простую функцию цены можно пред ставить в виде
т
г (X; Г*) = |
г, £ |
[rfc- a ( Y k-X *)J, |
(7.3.16) |
|||
где |
|
|
k=\ |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Г\=Гп— Га, |
Гк= г'кГи1(Га—Гп)\ |
|
||||
гк — постоянные, |
положительные, имеющие |
размерность |
дельта |
|||
функции (т. е. |Хй| - |
1), выбранные таким образом, что средний риск, |
|||||
соответствующий каждому |
|
поляризационному |
параметру |
сигнала |
||
Хн, был равен нулю или больше его. |
|
|
||||
В соответствии с вышеизложенным средний риск |
|
|||||
Я = П £ |
|
гк- |
■f)du |
|
(7.3.17) |
|
|
k=\ |
|
|
|
|
|
где |
|
|
|
|
|
|
Qk (и; ft = |
f |
f (b) |
f («/Yk) f (Yh/Д) du- |
(7.3.18) |
||
|
A*
183
Оптимизация будет достигаться путем выбора правила решения
/ (Тк/И). чтобы величина Qh (и, /) принимала максимальное значение.
По аналогии с выражением (7.3.12а)
^ |
/ (Yh/«) = 8 [Y*h — Тк]. |
(7.3.18а) |
где Yd = |
представляет безусловную оценку |
параметра поляриза |
ционной структуры, определяемую выражением максимального прав доподобия
f (иДО (7.3.19)
при всех значениях Ль по области Л.
Таким образом, оптимальной оценкой параметра поляризацион ной структуры можно считать величину Хи, при которой безусловная
функция |
правдоподобия F(U\ |
X) |
достигает |
наибольшего значения, |
|||
т. е. |
оптимальная оценка |
является |
корнем |
системы уравнений |
|||
|
|
|
д |
|
-* |
|
|
|
|
|
с)д1 |
Т'д (н) (77; Л) = О, |
|
||
|
|
|
|
Рц (н) (77; А) = 0, |
^ |
||
|
|
|
|
1н) (77; Л) =• О, |
|
||
где |
(U\ А) |
= Р (X) Р (и/Х); |
Рл (U; Л) = f (X) f (и/А). |
||||
Для оптимальной оценки параметров поляризационной струк |
|||||||
туры |
при |
передаче дискретных (или непрерывных) сообщений опти- |
|||||
мальная |
система должна |
|
|
|
—> |
||
формировать по принятому колебанию и |
|||||||
и априорной |
статистике |
безусловную функцию правдоподобия Fд |
|||||
(или |
FB) |
для |
множества |
возможных значений сообщений Л и вы- |
бирать значение Л.*=А,, соответствующее максимуму этой функции. Характер оптимальности оценок поляризационных параметров за ключается в том, что минимизируется средняя вероятность оши бочных решений.
Простую функцию стоимости желательно применять в системах с ПМ сигналами, в которых нет оснований различать стоимости, связанные с .различными ошибками. Однако в системах передачи количественной информации стоимость ошибки возрастает по мере увеличения абсолютной величины ошибки. Поэтому величина функ
ции стоимости r(X; X*) также должна возрастать по мере увели
чения ошибки, допускаемой системой с ПМ сигналами.
—^
При оценке векторного параметра X можно пользоваться в прак
тике инженерных расчетов квадратичной функцией стоимости, которую можно представить в виде
(\; Г * ) = * г „ 2 |
ги к ( Х , - Х \ ) ( Х к - ■Х\), |
(7.3.21) |
i, k=l
184
где lki,*ll — некоторая симметричная неособенная матрица, /-0> 0.
Эта функция стоимости равна квадрату расстояния оценки от истинного значения .параметра. Широкое применение ее обусловле но тем, что она удобна с математической точки зрения, достаточно хорошо учитывает большие значения ошибок по сравнению с ма лыми и, кроме того, в некоторых случаях приводит к методам, ос нованным на критерии минимума среднеквадратической ошибки для линейных систем с ПМ сигналами.
Средний риск определяется в этом случае выражением
т
Q го S £ da ^ (Xt — X*t) (Х„ — Х \ ) f (Л) f (и/Х) dX. (7.3.22)
Если функция стоимости дифференцируема по отношению к опе рации оценки, то получается следующее условие минимума среднего риска:
da
Условие экстремума, т. е.
f (X) f (и/Х)
, |
-* , -»-» |
dr (X; X*) |
-»• |
(7.3.23) |
f |
(X) f (ч/Х) |
— Ч — L dX = 0. |
||
|
|
дХ* |
|
|
|
минимума функции |
стоимости |
|
|
|
dr (X; X*) |
|
dX = 0. |
(7.3.24) |
|
|
|
дХ* |
X* = х* |
|
Минимизация среднего риска (7.3.22) приводит к минимизации эллипсоида рассеяния совместных оценок параметров поляриза ционной структуры, который определяется матрицей ll<?mm г,/ J с эле
ментами (7.3.23). Для практики определения качественных харак теристик радиолиний с ПМ сигналами наибольший интерес пред ставляют диагональные элементы матрицы ll<7min т,а11, которые
определяют дисперсии различных параметров поляризации, образую- —>
щих X*. При допущении некоррелированности параметров поляри зационной структуры матрица Н^шш t,kII вырождается в диагональ
ную и оптимизация заключается в минимизации дисперсий ошибок по каждому из Параметров.
Подставляя в (7.3.24) квадратичную функцию стоимости
(7.3.21), получаем
р
|
I |
Xf (и, |
X) dX |
|
Г х/(Х /и) Л |
= 4 |
- тг- 5 - = г » |
(7.3.25) |
|
I |
Jf (а. |
X) dX |
|
Л
—v —v
где f (и, X )— совместная плотность вероятности входных колебаний
и н параметров X.
185
Таким образом, независимо от вида матрицы ||г*а|| оптимальная
оценка определяется из системы уравнений
J ( K - - k * IOn r ) f № d |
\ = |
0, |
Л |
|
|
j (V — *Л0Пт) f е /и ) dk = О, |
||
Л |
|
(7.3.26) |
|
|
|
J ( К - ^поит) f (tfu) |
d t = |
О, |
Л |
|
|
аналогичной (36].
Мы рассмотрели решения по оценке поляризационных парамет ров, получаемые при использовании двух наиболее распространенных функций стоимости: простой и квадратичной. Хотя число возможных функций стоимости в теории не ограничивается, в практике оно огра ничивается реально существующими способами передачи информации, видом сигналов и т. д. Поэтому применения других разумных функ ций стоимости может привести к получению новых оптимальных операторов оценки параметров поляризационной структуры. Однако оператор оптимальной приемной системы в очень многих, практи чески важных случаях остается некритичным к виду априорного распределения, к выбору критерия качества системы. Это объясняет ся тем, что оценка параметров поляризационной структуры ПМ
сигнала необходима тогда, когда априорное распределение вероят-
—> —>
ности f(k), существенно шире апостериорного /)(А,/«), а следователь-
но, и функции правдоподобия f(uf\).
Поэтому f(%) в окрестностях максимума функции правдоподо-
бия можно считать постоянной |
/(A.)=const, |
и тогда |
f (к/и) = kf (иА), |
Хе Аии ± Д- |
(7.3.27) |
Кроме того, в реальных условиях работы системы функция апо-
— ¥ — >
стериорного распределения вероятности f(k/u) практически имеет
нормальный закон распределения. Чтобы конкретизировать задачу синтеза оптимальных структурных схем приемных систем ПМ сигна лов, остановимся несколько подробней на анализе аддитивных и мультипликативных помех и механизме их воздействия на параметры поляризации сигнала.
7.4.ВОЗДЕЙСТВИЕ АДДИТИВНЫХ ПОМЕХ НА ПМ СИГНАЛ
На двухкомпонентную антенну приемной системы ПМ сигналов кроме полезного сигнала, несущего инфор мацию о переданном сообщении в поляризационной структуре, поступают аддитивные помехи, которые, складываясь с собственными шумами антенны и прием-
186
йбго тракта, снижают или полностью исключают воз можность обнаружения, различения, а также оценки параметров поляризации ПМ сигналов. Чувствитель ность современных приемных систем, использующих малошумящие СВЧ усилители, определяется в основном помехами, действующими непосредственно на входе приемного устройства [36, 37, 38]. В радиолиниях связи, использующих ПМ сигналы, применение которых осо бенно перспективно в сантиметровом, миллиметровом и более коротких диапазонах волн [12, 13], естественные помехи, действующие на входе приемной системы, со здаются излучением окружающей среды и космическим
излучением. Будем представлять их в виде вектора
—>
n0(t), компоненты которого считаем стационарными и
стационарно связанными нормальными процессами (с ну левыми средними <«ог>=0, i = l , 2) и корреляционной матрицей
f t ft; t2) = < п0ft) n T(t2)>. |
(7.4.1) |
где [ ]т — индекс транспонирования.
Кроме перечисленных помех, в СВЧ диапазонах волн имеют место хаотические отражения, которые возникают в силу различного рода обстоятельств [5, 15]. Помеху, обусловленную хаотическим отражением ПМ сигнала, можно описать вектором случайных импульсных харак
теристик h(t; т), компоненты которого имеют нулевые средние C ftjft т )> = 0, i, /= 1, 2, и корреляционную
матрицу
f t ft; ft V, ъ) = < A (ft ч fhTft, %)> • |
(7.4.2) |
Тогда помеха, вызванная хаотическими отражениями, пересчитанная на вход двухкомпонентной антенны, опре деляется из выражения
00 -> |
^ |
(7 4.3) |
n T'( f ) = j hT(t-,4)S{z-l)d%, |
||
—00 |
|
|
где |
|
|
5, (t; Г) |
О |
S (t; Я) = |
s2(t; X) |
О |
187
Корреляционная матрица компонент nei(t) определяет
ся как
Яе |
*1 '"'"Г —> |
— |
*а) = j j s (т,; X)Rh (t t a; -c,; x2) S (x2, X) dx,dxa. |
||
|
—00 |
(7.4.4) |
|
|
|
При условии независимости векторов |
— > |
|
n0(t) и n e(t) ком |
||
поненты суммарного вектора аддитивной помехи |
||
|
n(t) = n 0(t)-\-ne(t) |
(7.4.5) |
будут также нормальными случайными процессами с ну левыми средними < n i(t)> = 0 и корреляционной мат
рицей
* . (*.; Q = < ? i (/,) 7 &)> = = R a (g g + Re (g g.
(7.4.6)
Аналогичные рассуждения можно распространить и на помехи, возникающие в антенно-волноводных системах. Поэтому в дальнейшем используется суммарный вектор
«(/) аддитивной помехи, которая считается стационар ным процессом, т. е. ее ортогональные компоненты щ (0 стационарны и стационарно связаны. В очень многих практически важных приложениях аддитивную помеху можно считать широкополосной в том смысле, что ши рина энергетического спектра значительно больше ши рины спектра ПМ сигнала. В то же время ее можно считать узкополосной в том смысле, что ширина энерге тического спектра помехи во много раз меньше цен тральной частоты спектра соо. Компоненты такой помехи в ортогонально-круговом базисе в точке приема можно представить в виде
tiii^t) =ai(t)cos[a>t—((i(t)l |
i= 1,2, |
(7.4.7) |
где cti(t) и <р;(/)— соответственно амплитуды и фазы
компонент, представляющие собой медленно меняющие ся случайные функции по сравнению с со/.
Вводя в рассмотрение квадратуры аддитивной по мехи, (7.4.7) можно записать как
tii(t) =nci(t)cos ©/ + «si(■/)sin at, |
(7.4.8) |
188
где |
|
|
|
f i c i ( t ) =ai(/)cos<pi(0. |
n$i(>t) =cii(t)sin cpi(t). |
||
Как правило, |
квадратуры |
аддитивной |
помехи лСг(0 |
и nSi(t) являются нормальными независимыми случай |
|||
ными процессами. Следовательно, для нормальной адди- |
|||
тивной помехи |
n(t) с нулевым средним |
плотность ве |
|
роятности |
|
|
|
|
f [п (0] = |
2лУ'det Rn (<,; t2) |
X |
|
|
||||||
|
|
|
|
|
|
|
|||||
|
Хехр |
— ^ |
( g t f - g g g M |
g ] , |
(7.4.9) |
||||||
где |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
det/?n( g g — определитель |
корреляционной матрицы |
|
|||||||||
Rn (9 — к) = |
< п {U) п |
(/г) > = |
Rnс (t> — t2) COS СО(tt— /а); |
||||||||
R n c 0 f . — |
g |
= < |
л с |
( Л ) |
« I |
( g |
> |
= |
< я , |
( f t ) g |
( g > ; |
g (0 = II 'g (0яс,(9 II. |
? |
(9) = |
II*,,(0 я,. (011; |
|
|
||||||
Я "1(*,;*,)— матрица, обратная /?n(g |
д . |
|
|
||||||||
Если среднее |
значение |
векторного |
случайного |
про- |
|||||||
—> |
не |
равно |
нулю, то в (7.4.9) необходимо |
||||||||
цесса n(t) |
|||||||||||
вместо ti(t) |
подставить |
центрированный векторный про |
|||||||||
цесс |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
n 0(t) = |
n(t) — n0, |
|
|
(7.4.10) |
где я 0 = < л ( 0 > # 0 .
Известно, что строго монохроматическая аддитивная помеха всегда полностью поляризована [7]. Неполяризованная помеха характеризуется тем, что конец электри ческого (магнитного) вектора движется совершенно не регулярно. В общем случае изменение векторов поля помехи не является ни вполне регулярным, ни вполне нерегулярным. Поэтому в большинстве практических задач мы встречаемся с квазимонохроматической поме хой, обладающей частичной поляризацией. К частично поляризованным помехам относятся электромагнитные поля с функциональной поляризацией, когда параметры поляризации изменяются во времени по произвольному,
189