![](/user_photo/_userpic.png)
книги из ГПНТБ / Гусев, К. Г. Поляризационная модуляция
.pdfДля описания такого сигнала в рамках корреляционной теории достаточно задать его математическое ожидание
•<и(^; Я)>> — S(t; Я; а) |
(7.5.16) |
и корреляционную матрицу Ru {t\\ 4), которая совпадает
с корреляционной матрицей аддитивной помехи, в отли-
—*
чие от (7.5.10), не зависит от Я и определяется из вы ражения
Ru (tu t2) = |
< |
[ и(*,; l) — S (tt;X; |
a)] [a (t2; l) — |
|
— S (t2; X; a)]> = Rn (*.; t2). |
(7.5.17) |
|||
В соответствии |
с |
изложенными |
рассуждениями на |
рис. 7.2 приведена классификация помех, которой мы будем придерживаться в дальнейшем изложении.
Г Л А В А 8
НЕКОТОРЫЕ ВОПРОСЫ ОПТИМИЗАЦИИ ПРИЕМА ПМ СИГНАЛОВ НА ФОНЕ ПОМЕХ
В радиолинии с П'М сигналами происходит процесс преобразова ния временных процессов (напряжений, токов) в пространственновременные (поляризационно-модулированные электромагнитные по ля) и обратный процесс преобразования пространственно-временных процессов во временные. Эти преобразования осуществляются поля ризационными модулирующими устройствами и передающими антен нами на одном конце радиолинии и приемными антеннами с поля ризационными селектирующими устройствами на другом. Теория, основанная на рассмотрении только временных процессов на входе
селектирующего устройства, не |
охватывает синтеза |
антенных систем |
и может считаться вполне |
удовлетворительной, |
как показано |
в {36, 38], для радиолиний связи, в которых основным источником помех являются внутренние шумы аппаратуры.
В тех случаях, когда в радиолиниях используются ПМ сигналы и существенное значение преобретают внешние помехи, теория, осно ванная на изучении только временных процессов, не позволяет опре делить оптимальные схемы, полностью реализующие потенциальные возможности приемопередающих систем, ибо не используются в про цессе синтеза все априорно известные различия между помехами и ПМ сигналами, т. е. различия в функциональной зависимости ПМ сигналов и помех от пространственных координат (£т]?]. Этот недо статок восполнился в известных работах [13, 25, 37, 38] предложе ниями по пространственной и поляризационной селекции сигналов, которые непосредственно не следуют из временной теории статисти ческого синтеза оптимальных систем. Рассмотрение ПМ сигналов и помех на входах приемных антенн позволит определить потенциаль ные возможности радиолинии с ПМ сигналами и оптимальные си стемы пространственно-временной обработки таких сигналов, которые
2Q0
реализуют как частотйо-времейную, так и поляризационную се лекцию.
Целью настоящей главы является определение структуры опти мальных приемных систем, осуществляющих обнаружение ПМ сигна
ла S(t; Л) или оценку его поляризационных параметров на основа нии принятой смеси '(7.5.15), в течение времени {0; Т].
8.1.ОТНОШЕНИЕ ПРАВДОПОДОБИЯ ДЛЯ ПМ СИГНАЛОВ
На основании выводов, сделанных в гл. 7, оптималь ной будем считать систему, формирующую на своем выходе при обнаружении ПМ сигналов функционал от ношения правдоподобия, при оценке поляризационных параметров — функцию правдоподобия оцениваемого па раметра.
Из выражения, отображающего взаимосвязь услов ных вероятностей
P(u)P(S/u)==P(S)P(u/S), (8.1.1)
находим апостериорную вероятность наличия ПМ сиг нала
Р (S/ы) = P(S)P (u/S)'P (и) |
(8.1.2) |
и апостериорную вероятность отсутствия ПМ сигнала
Р (Qju) = Р(0)Р (и/0)/Р (и). |
(8.1.3) |
Принимая во внимание, что
P ( S ) - K ( 0 ) = /> + ? = i . |
(81>4) |
P(S/u)]-{- Р (0/и)— 1,
и разделив (8.1.2) на (8.1.3) с учетом (8.1.4), получим абсолютное отношение правдоподобия
Р (S/u) |
р- |
POPS) |
Л0 [М(^Я)]. |
(8.1.5) |
|
1 — Р (S/к) |
q |
Р~ (u/0) |
|||
|
|
Полагая априорные вероятности P{S) и Р ( 0) известны ми, часто множитель р)ц считают постоянной величиной,
и тогда выражение
Р (u/S)fP (ц/0) == А [и {t- Я)] |
(8.1.6) |
определяет отношение правдоподобия.
201
Апостериорная вероятность P{S[u) из (8.1.5) связана
—► —►
с Л [и (t; Я)] соотношением
Р (S/и) = - |
^ |
(8.1.7) |
q + pA[u(t; Я)] |
|
|
Таким образом, отношение правдоподобия определя ет вероятность наличия или отсутствия сигнала в реа лизации. Поскольку реализация позволяет определить только указанные вероятности, то отношение правдопо добия содержит в себе всю доступную информацию о на личии ПМ сигнала, которую можно извлечь из опыта по его обнаружению.
При неизвестных априорных вероятностях наличия и отсутствия ПМ сигнала, что является типичным случа ем в практике обнаружения, отношение правдоподобия дает все, что можно получить из наблюдения. Иногда в таких случаях полагают, что
p'==q = 0,5 и Ла \и(t\ Я)] = А[и (t; Г)],
т. е. отношение правдоподобия полностью характеризу ет вероятность наличия сигнала в реализации.
Если об априорной вероятности наличия сигнала из вестно только то, что она мала р < 1, получим ^ 1 и
P (Sju)= pA[u(t; Я)], т. е. апостериорная вероятность бу
дет пропорциональна отношению правдоподобия. Исполь зуя известное в теории вероятности соотношение между вероятностью Р и плотностью вероятности f(x ) случай ной величины х, находим
P(u/0) = f?(u)dZ, |
(81<8) |
Р (u/S) = / (м/5) du.
Подставляя выражения (8.1.8) в (8.1.6), получаем
А [и(^ Я)] == f (u/S)If_ (и). |
(8.1.9) |
П |
|
Если на входе приемной системы действует аддитив ная -смесь (7.4.24), то вероятность получения в реализа-
ции величины Ui(t; Я) совпадает с вероятностью получе
ния шума
7 ц (t) = щ (/; Я) — S t (г; Я). |
(8 .1 .1 Оа) |
202
Это, в свою очередь, означает, что вероятность полу-
чения вектора |
Л) в реализации, содержащей |
сиг- |
нал, совпадает |
с вероятностью получения вектора |
Ui{t\ |
%) — Si(t\ 1) в реализации, содержащей только шум.
Следовательно, при аддитивности ПМ сигнала и шу ма имеем
f (и/5) = |
(и — S). |
(8.1.11) |
|
П |
|
С учетом (8.1.11) выражение отношения правдоподо бия в окончательном виде запишется так
-> н . |
f (а — S) |
|
A\u(t- l)]= f{uJ S) |
= - 2 ----- -— , |
(8.1.12) |
f (н/O) |
f_ (и) |
|
|
tl |
|
где f(uf0) — условный функционал плотности вероятности
реализации и (t\ Я), t G [0; Т\, при условии, что выборка
взята из совокупности (8.1.10а) при S(£;/l) = 0.
В заключение отметим, что все входящие в (7.4.24) компоненты будем считать узкополосными со средней частотой о)0. Длина интервала наблюдения удовлетворя ет неравенству
Г>2я/соо,
соотношение между степенью узкоиолости и (t; I) и ин тервалом наблюдения Т может быть произвольным. Ко
нец выборки будем считать совпадающим с текущим моментом времени t. Обработка выборки совершается
практически мгновенно, что позволяет в момент време-
—у
ни ti определить А [и (t; Я)], а значит, и вероятность нали
чия или отсутствия ПМ сигнала внутри выборки в неко торый, вполне определенный момент времени. Этот мо мент определяется настройкой анализирующего устрой ства, заключающейся в том, что на его выходе образу ется отношение правдоподобия наличия ожидаемого ПМ
сигнала, |
совпадающее своим |
максимумом с моментом |
времени, |
отстоящим на промежуток времени to от конца |
|
выборки. |
—> |
—v |
Таким образом,Л [и (^; Я)] означает правдоподо |
||
бие того, |
что ПМ сигнал поступил в момент времени |
|
t — to. |
|
|
203
Известно, что запаздывание 4-момента принятия ре шения от момента прихода сигнала должно быть не меньше длительности сигнала плюс время корреляции помехи.
8.2. ФУНКЦИОНАЛ ОТНОШЕНИЯ ПРАВДОПОДОБИЯ ПРИ ДЕТЕРМИНИРОВАННОМ ПМ СИГНАЛЕ
Для установления вида функционала A [u(t; Я)] восполь-
*•>
зуемся разложением процесса u(t; Я) в ряд по ортогональ
ным функциям. При модуляции параметров поляризации электромагнитной волны передаваемым сообщением бу
дет сформирован ПМ. сигнал S ( t ; к) с изменяющимися
амплитудами и фазам ортогональных составляющих
^
S i(4 к) и S2{t\ к). Таким образом, обеспечивается пере
дача и прием информации как бы по двум каналам (пер вому и второму).
Известно, что если элементы корреляционной матри
цы непрерывны в интервале [0; |
Т], то для аддитивной |
|
помехи справедливо выражение |
|
|
п Ц ) = £ м * Ы t), |
* е [0 ; Г ] . |
(8.2.1) |
А=1 |
|
|
где {Vh(t) } — некоторая действительная |
ортонормиро- |
ванная на данном интервале [0; Т] совокупность вектор
ных функций, удовлетворяющих уравнению
т-* |
_> |
1 |
при k = l, |
{ Vl(t)Vi{t)'dt = bu , |
Sfti = |
(8.2.2) |
|
о |
|
0 |
при кф 1, |
|
|
|
|
а случайные коэффициенты Nk определяются как |
|||
|
N* |
|
(8.2.3) |
Предполагается, что интеграл (8.2.3) сходится в сред нем квадратическом, а также, что ряд (8.2.1) сходится
в среднем квадратическом к процессу n(t), Статистиче-
—>
ские характеристики процесса n(i), таким образом, во
площаются в совокупности случайных коэффициентов разложения {Л/Д Например, из (8.2.3) и (8.2.1) получа-
204
ем п ер в ы й и в т о р о й м о м ен т ы э т и х с л у ч а й н ы х в ек т о р о в :
|
M{Nh} = |
Т |
_ |
|
|
jA fr {/г (0} Vk (t)dt, |
(8.2.4) |
||
|
Г |
О |
у |
|
|
^ |
(8.2.5) |
||
|
fA L ft; Q V n ^ d t , |
|||
|
X п |
|
|
|
где М_»(^; £,) — второй момент процесса п (/). |
Выражение |
|||
П |
в общем случае не обращается в нуль; следова |
|||
(8.2.5) |
||||
тельно, Nk не являются статистически независимыми. |
||||
Если |
выбор действительной |
ортонормированной со- |
||
|
|
|
-> |
|
вокупности векторных функций {Vh{t)} является произ
вольным, то можно выбрать эту совокупность так, чтобы вторые моменты коэффициентов разложения были тоже ортогональны, т. е. чтобы выполнялось равенство
|
М{Ыкт} = акЬы, |
(8.2.6) |
|
где ап— некоторая |
положительная случайная величина, |
||
не равная нулю. |
|
|
|
Следовательно, |
некоррелированные |
коэффициенты |
|
разложения поля помехи можно представить в виде |
|||
|
|
т |
|
|
= |
f nT(t)Vh(t)dt |
(8.2.7) |
|
V л* |
J |
|
при М{пи} = 0, где |
{Ль} — совокупность |
действительных |
|
|
|
—у |
|
неотрицательных чисел, если процесс n(t) действитель
ный.
Обозначив Nh — Y^nHh, можно формально представить
ряд (8.2.1), а также условия нормированное™ и ортого нальности соответственно:
П
= |
2 V ^ k U k V k ( O |
’^ [ 0 ; T], |
(8.2.8) |
|
fc=l |
|
|
|
f v ^ o й ( о л = |
|
(8.2.8a) |
|
0 |
М { пп }= 0. |
(8.2.86) |
|
М {Until} = 5ni, |
||
Как и прежде, равенство (8.2.8) |
следует понимать как |
||
сходимость ряда |
в среднем квадратическом |
к процессу |
205
n(t). Таким образом, случайный векторный процесс
представляется в виде суммы квазидетерминированных векторных процессов вида
"j/" пъУъ. (0>
где пи — случайные коэффициенты, определяемые взве
шенным интегрированием этого процесса согласно
(8.2.7).
При выполнении вышеизложенных условий разложе ние (8.2.8) является ортогональным разложением про-
—У |
—► |
цесса n(t) на интервале [0; Т], a {Vu(t)} и {Ль}—соответ
ственно совокупности собственных векторных функций
исобственных значений, соответствующие этому разло жению. Эти собственные функции и собственные значе ния имеют нулевые средние, попарно не коррелированы
иимеют одинаковые, равные единице дисперсии. Они за
висят от корреляционной матрицы Rn {h\ 4) процесса
n(t) и определяются из решения однородного линейного
интегрального уравнения
[ Rn (4; t) Vk(4 № = hVu (t), t e [0; T\. (8.2.9)
6
—^
Если среднее значение случайного процесса n(t) отлич-
—^
но от нуля и равно п0, то разложение (8.2.8) следует
использовать для отклонения случайного процесса от его среднего
п (t) = п0+ S jAft/ifcV* (t), |
(8.2.10) |
k=i |
|
причем ядром интегрального уравнения (8.2.9) теперь
будет не Rn{ti\ 4), a Rn (U\ 4) — «о«от- |
величиной |
|
Считая мощность ПМ |
сигнала конечной |
|
т |
|
|
[ Sr ( 4 Я) S(t; Я) = |
Sj + Si| = S2< оо |
(8.2.11) |
о
и исходя из векторной формы теоремы Мерсера для дву мерных действительных функций, можно получить пред-
206
е т а в л е н н е |
|
|
|
5 (/; Г)= |
2 V h S n V n (t), |
(8.2.12) |
|
|
|
т |
|
Sk = |
|
j15 Г(/; Я) V* (t) dt. |
(8.2.13) |
|
h О |
|
|
Далее, вводя |
т |
|
|
|
|
||
%= |
j |
UT(*; Я) v l (0 dt, |
(8.2.14) |
|
о |
|
мы можем представить поступающую на вход двухком понентной приемной антенны аддитивную смесь электро магнитных полей ПМ сигнала и помехи в виде
t (t- Я) = 2 |
y i kuk Vfc (t)= 2 У h |
+ |
Sk) Vk (/). |
(8.2.15) |
||
А=1 |
|
|
k—1 |
|
|
|
Причем, учитывая (8.2.12) и (8.2.8), имеем |
|
|||||
М {iUk U[) : |
У^кк1 |
j |
t2)Vk (t,) at, Vdta)dtx= |
|||
|
О L0 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
где |
|
= |
8«(l - v |
\ |
|
(8.2.16) |
|
|
|
|
|
|
|
Ru(ti',t2) —■/?n (^i! 4) ~b S (f,; Я) S |
(/2; Я); |
(8.2.17) |
vk характеризует мощность k -к реализации ПМ сигнала.
Пусть теперь нормальный случайный векторный про- .
цесс n(t) задается своими координатами, т. е. конечной
совокупностью п выборок пи пг, . .., пп, взятых через ин тервалы времени A=Tjn на интервале наблюдения
[0; Г]. Тогда ортогональные компоненты векторов щ, t= 1, 2, ..., п, можно рассматривать как две совокупно сти п нормальных случайных величин
я [& )= ф п . |
« 12......... |
п 1П}, |
(8.2.18) |
/^2 (4) ’ {^21> |
^22» •••> |
^2п}• |
(8.2.19) |
207
Корреляционная матрица этих случайных величин будет блочной размером 2«Х2га:
Rn (ti) tj) = |
Rn(tf, |
ti) |
Rn (tr, tj) |
||
|
|
|
(8. 2. 20) |
||
|
|
R,i(U) |
tj) |
R‘22.(ti) tj) |
|
Rn (ti) |
tj) = |
tli (t{) tly |
(tj) |
(t{) |
tly (tj)) |
R2 2 {ti\ |
tj) — tl2(ti) ft,2(tj) |
ft2 (ti) ft2 |
(tj), |
||
R\2 (ti) |
tj) — fl\ (ti) ft2 |
(tj) |
(ti)^2 (ti)’ |
||
Rsl (k) |
tj) = |
Я2 &) |
(^) — n2(ti) tl\ (tj)\ |
||
|
i, j = |
1 ,2 .......n. |
|
|
Совместное распределение 2n наблюдаемых случайных
величин представляет собой 2«-мерную нормальную функцию распределения
/2ПЙ |
= ------ |
, |
L |
X |
|
|
|
|
(2я)" К det/?n (^;^) |
|
|
||
х |
exp | ----лт&) R - 1(ti) tj) n(tj) | , |
(8.2.21) |
||||
где |
|
|
|
|
|
|
|
|
7 ( к ) = |
\ \ п [ ( t i ) i l l ( Ш . |
|
|
|
Аналогично, для аддитивной смеси и (t; Я) имеем |
||||||
t^n (и) — ’ |
|
|
X |
|
||
|
|
(2Л)" Х d e t^ (#*;<,) |
^ |
|
||
X ехр | |
- |
4* [иТ (k) Я) - |
Sr (k- Я)] R - 1(tf, tj) X |
|||
|
|
X[u(t j ) |
я) — S(fj; Я)]}. |
|
(8.2.22) |
Если в качестве координат выбраны случайные векторы,
определенные |
согласно выражениям (8.2.8) |
и (8.2.15), |
то плотность |
совместного распределения 2п |
случайных |
ортогональных компонент этих векторов существенно упрощается. - Действительно, если n(t) — нормальный процесс с нулевым средним, то его координаты у Я&ПьУь (t)
208
представляют нормальные некоррелированные, а следо вательно, и независимые векторы. Поэтому их 2п-мерное распределение представляет собой произведение п дву
мерных нормальных функций_распределения независи мых случайных величин VhnnVik(t) и ]f ЪфъУ^{t),
имеющих нулевые средние и единичную корреляционную матрицу,
/2n(«i. я2, .... пп) = щ ^ е х р | ---- |
п\ 1- (8.2.23) |
Аналогично, для аддитивной смеси ПМ сигнала и поме хи имеем
fsn{ui> |
ип) = |
®ХР I |
2~ |
|
•Sft)a|* (8.2.24) |
|
|
' |
|
fc?i |
’ |
Подставляя |
(8.2.23) |
и (8.2.24) |
в (8.1.12), |
получаем |
|
|
А [и (t\ Я)] = |
«а, |
••■,ип) |
|
|
|
|
|
|
||
|
|
fin ( Л 1 •П2 ’ |
••• > Пп) |
|
|
|
= ехр |
|
|
|
(8.2.25) |
Заметим, |
что множитель |
ехр |
|
есть опре |
деленная постоянная величина, которую можно рассчитать,
зная уравнение ПМ сигнала S (t; Я)и статистические свойст-
ва помехи n{t). Величина множителя exp |
(2« |
] |
JJ] ukSk I слу- |
||
|
U=i |
} |
чайна, так как в него входят неизвестные |
наперед |
реали- |
зации щ, i = 1 ,2 .......п. Поэтому в случае |
полностью де |
терминированного ПМ сигнала оптимальным можно счи тать приемное устройство, формирующее на своем вы ходе
А [и (t\ Я)] = ехр |
(8.2.26) |
14—667 |
209 |