книги из ГПНТБ / Аграновский, К. Ю. Основы теории радиоэлектронных систем морских объектов
.pdfВероятность появления в зоне действия радиоэлектронной системы первого управляющего объекта равна 0,2; вероятность попадания век тора-реализации в область первого объекта пространства признаков равна 0,7. Вероятность попадания вектора-реализации в область вто рого объекта равна 0,05. Какое решение должна выдать радиоэлек тронная система на основании регистрации сообщения о появлении управляющего объекта?
Обозначим через а01 первый управляющий объект, а через а02 — второй управляющий объект. Таким образом, Р (а01) = 0,2.
Р (а02) = 1 - Р (а01) = 1—0,2 = 0,8.
Функция правдоподобия для первого управляющего объекта равна
4 ai)= P K 4 i ) = 0,7-
Функция правдоподобия для второго управляющего объекта равна
L (flOl) = P K 4 2 ) = 0 ’0 5 -
Воспользуемся далее формулой (8.3). Коэффициент k равен
fc ____________________ !_____________________ __________!_________ __ 5 55
Р (а01) Р ( а > 01) + Р (а02) Р (а°/а02) 0,2-0,7 + 0,8-0,05
Апостериорная вероятность распознавания первого управляющего объекта равна
Р [aJal) = kP (с01) L (а01) =5,55-0,2-0,7 = 0,78.
Апостериорная вероятность распознавания второго управляющего объекта равна
Р {ajcfin) = kP (а02) L (а02) = 5,55 • 0,8 • 0,05 = 0,22.
Поскольку Р (а01/а °]> Р [aJ an)’ радиоэлектронная система должна выдать решение о распознавании первого управляющего объекта.
8.1.3.Обнаружение и распознавание управляющих объектов как информационная задача
Полезные сообщения об управляющем объекте содержатся в уп равляющих воздействиях. В гл. 6 было показано, что управляющие воздействия ПО] являются случайными функциями времени. Они ха рактеризуются статистическими зависимостями. Следовательно, ин формация об управляющих объектах содержится в статистических ха рактеристиках управляющих воздействий.
Случайные управляющие воздействия после преобразования из мерительным устройством в полезные сигналы поступают на вход информационно-логического устройства. Таким образом, информа ционно-логическое устройство в данном случае выполняет функции анализатора статистических характеристик управляющих воздейст вий.
240
Выбор наиболее эффективных в информационном смысле статисти ческих характеристик имеет существенное значение для успешного решения задачи по обнаружению и распознаванию управляющих объектов. Поставим задачу по оценке информационных свойств ста тистических характеристик управляющих воздействий. Информа ционные свойства статистических характеристик должны определять информационную способность управляющих воздействий.
§8.2. ИНФОРМАЦИОННАЯ СПОСОБНОСТЬ УПРАВЛЯЮЩИХ ВОЗДЕЙСТВИИ
Определение информационной способности. Допустим, что анали зируется некоторая статистическая характеристика управляющего воздействия Z. Анализ производится в диапазоне значений от Z x до
Z2 с абсолютной погрешностью + Д, |
не зависящей от текущего зна |
|||||
чения Z. Тогда результат анализа можно представить в виде у ± А, |
||||||
где у — показание |
анализатора, |
|
|
|
|
|
и характеризовать |
относительной |
7 |
L |
К |
|
|
приведенной погрешностью |
Y |
|||||
|
|
Ц |
||||
|
_ |
_ |
! |
|
||
|
|
|
|
П о м е х и |
|
|
До выполнения |
анализа об |
Рис. 8.5. |
Процедура статистического |
|||
|
|
анализа |
|
ласть неопределенности анализи
руемой характеристики простиралась от Z x до Z2. В результате ана лиза она сократилась до значения 2А. В сокращении области неопреде ленности и состоит с информационной точки зрения основной результат анализа. Получение информации об анализируемой характеристике управляющего воздействия заключается в уменьшении неопределен ности ее значения.
Процедуру статистического анализа управляющих воздействий представим в виде, показанном на рис. 8.5, где Z — характеристика управляющего воздействия, Y — анализатор, К — канал передачи информации, подверженной действию помех.
Из-за воздействия помех возникают ошибки и количество информа ции уменьшается.
Количество информации, получаемое в результате анализа управ ляющего воздействия, определяется (известным образом) по следую
щей формуле: |
|
I = H(Z) — H (ZIY) = H(Y) — H{YIZ), |
(8.6) |
где Н (Z) — энтропия характеристики Z до анализа; Н (Y) — энтро пия анализатора до анализа; Н (Z/Y) — условная энтропия характе ристики Z после выполнения анализа; Н (YIZ) — условная энтропия анализатора после выполнения анализа.
Энтропии Н (Z) и Н (Y) являются априорными (доопытными), а энтропии Н (ZIY) и (Н YIZ) — апостериорными (послеопытными). Напомним, что априорная энтропия источника информации опреде-
9 Заказ № 767 |
241 |
ляются распределением вероятностей значений анализируемой вели чины
оо
H{Z) = — f р (z) log2 р (г) dz,
— ОО
где р (z) — плотность вероятностей значений анализируемой харак теристики.
Априорная энтропия анализатора определяется распределением вероятности смеси управляющего воздействия и помехи на входе ана лизатора
ОО |
(8.7) |
Н(У) = - J Р (у) log, p(y)dy, |
|
—ОО |
|
где р (у) — плотность вероятностей значений смеси |
управляющего |
воздействия и помехи. |
|
Апостериорная энтропия анализируемой характеристики опреде ляется выражением
* |
ОО |
ОО |
Я (Z/Y) = — |
j |
J Р (г, у) log2 р (z/y) dz dy, |
|
— ОО — ОО |
|
где р {г, у) — совместная |
плотность вероятностей значений случай |
ных величин Z и Y\ p (zlу) — условная плотность вероятностей зна чений случайной величины Z, вычисленная при условии, что случай ная величина Y приняла определенное значение.
Апостериорная энтропия анализатора вычисляется по формуле
Я (Y/Z) = |
— |
ОО |
ОО |
р (г, у) log2 р (y/z) dy dz, |
(8.8) |
| |
J |
||||
|
|
—ОО—ОО |
|
||
где р (y/z) — условная |
плотность вероятностей значений |
случайной |
|||
величины У, вычисленная |
при |
условии, что случайная |
величина Z |
приняла определенное значение.
Будем считать, что управляющее воздействие и помеха на входе анализатора являются статистически независимыми случайными ве личинами. Тогда справедливы следующие соотношения:
p(z, y) = p(z) р(у), |
(8.9) |
p(ylz) = p(y). |
(8.10) |
С учетом формул (8.9) и (8.10) |
выражение (8.8) преобразуется к виду |
||
|
ОО ОО |
||
Я (Y/Z) = — | |
J |
p(z)p(y)\0 g2p(y)dzdy = |
|
ОО |
ОО |
|
ОО |
= — | Р (У) 1оЙ2Р (У) J |
Р (z) dzdy —— j р (у) log2 р (у) dy. (8.11) |
||
—ОО |
—ОО |
—ОО |
При фиксированном значении случайной величины Z, что имеет место при определении апостериорной энтропии анализатора Я (Y I Z ), плот
242
ность вероятностей смеси управляющего воздействия и помехи р (у) тождественно равна плотности вероятностей помехи р (уп). Поэтому выражение (8.8) для апостериорной энтропии анализатора Н (Y/Z) приобретает вид
ОО |
(8.12) |
Н (Y/Z) —— | р Ы 1 о& р Ы Ф п- |
— DO
Из соотношения (8.12) следует, что апостериорная энтропия анализа тора зависит только от распределения вероятностей помехи и не за висит от распределения вероятностей анализируемой величины.
С учетом формул (8.7) и (8.12) выражение (8.6) для количества ин формации, получаемой в результате анализа управляющего воздейст вия, приобретает вид
ОО |
ОО |
(8.13) |
1 = — j Р (у) 1°ёг Р (у) dy + |
J Р (Рп) log2 Р (Уп) dy„, |
|
— ОО |
— ОО |
|
где р (у) — плотность вероятностей значений смеси управляющего воздействия и помехи; р (уп) — плотность вероятностей значений по мехи.
Допустим, что управляющее воздействие и помеха распределены по нормальному закону со средним значениями Z и Yn и дисперсиями
о2 и о2 соответственно. На входе анализатора они смешиваются адди- z уп
тивно. Тогда плотность вероятности смеси как композиция двух нор мальных распределений может быть записана в виде
Р(У) |
V 2зх |
exp |
(y — Z — Уп)2 |
(8.14) |
|
+ |
' 2 К + < ) |
|
В случае слабой помехи, когда среднее значение и дисперсия по мехи по крайней мере в 4—6 раз меньше соответственно среднего зна чения и дисперсии управляющего воздействия, выражение (8.14) уп рощается и приобретает следующий вид:
Р(У) |
Р (2) |
1 |
ехр |
(г— г)2 I |
|
У 2л аг |
К Г |
||||
|
|
|
Отсюда следует, что в случае слабой помехи формула (8.13) для коли чества информации, получаемой в результате анализа, сводится к сле дующему выражению:
ОО |
ОО |
(8.15) |
/ = — J р (г) log2 р (z) dz -f |
| р (г/п) log2 р (уП) dyn, |
или в другой форме записи
I = Н (Z) —Я (Уп), |
(8.16) |
где Я (Z) — априорная энтропия характеристики Z; Я (Гп) — энтро пия помехи.
9* |
243 |
Проведенное рассмотрение показывает, что при слабых помехах количество информации, получаемой в результате анализа характе ристики случайного управляющего воздействия, представляет собой разность между априорной энтропией источника информации и энтро пией помехи. При действии сильной помехи количество информации / представляет собой разность между априорной энтропией анализатора и энтропией помехи
I = Н (Y) —Н (Yп). |
(8.17) |
Практически это означает, что в случае слабой помехи количество ин формации / можно вычислить по формуле (8.15), а в случае сильной помехи — по формуле (8.13). Разница между выражениями (8.13) и (8.15) заключается в том, что под знаком первого интеграла в фор муле (8.13) находится плотность вероятностей значений смеси управ ляющего воздействия и помехи р (у), а в формуле (8.15) — плотность вероятностей значений анализируемого случайного воздействия р (г).
Важный вывод теории информации состоит в том,_что между мощ ностью (дисперсией) и дезинформационным действием (энтропией) по мехи не наблюдается однозначного соответствия. При одной и той же мощности дезинформационное действие помехи различно и зависит от закона распределения вероятности помехи. При фиксированной мощности помехи наибольшей энтропией обладает помеха с нормаль ным законом распределения вероятностей. Помеха с любым другим знаком распределения вероятностей обладает меньшей энтропией, т. е. меньшим дезинформационным действием, чем нормальная помеха. Отсюда следует, что при произвольном законе распределения вероят ностей помехи дезинформационное действие определяется не всей мощ ностью помехи, а лишь частью ее. Эта часть получила в теории инфор мации название энтропийной мощности помехи [76].
Погрешности анализа. Важной характеристикой статистического анализа является погрешность анализа, определяемая дезинформа ционным действием помехи. Введем, следуя [48], понятие энтропий ного значения погрешности анализа, связанное с энтропийной мощ ностью помехи. Энтропийным значением погрешности анализа Л бу дем считать значение погрешности с равномерным законом распреде ления, которое вносит такое же дезинформационное действие, что и
погрешность с данным законом распределения. |
При равномерном за |
коне распределения вероятностей погрешности анализа |
|
/ > Ы = ^ . |
(8-18) |
где 2А — ширина полосы погрешности. Энтропия погрешности по мехи равна
00
H ( Y n) = — j р (уп) log2 р (уп) dyn =
— С О
У+ А
=— j ^ -lo g 2^ d z /n = log2A бит
у—Д
244
или в натуральных логарифмах
Н (УП) = 1п2Д. |
(8.19) |
Выразим, пользуясь (8.19), энтропийную погрешность Д через энтропию помехи Я (Уп):
Д = ± — ехрЯ(Уп). |
(8.20) |
Соотношения (8.19) и (8.20) оказываются справедливыми при произ вольном законе распределения вероятностей погрешностей анализа.
Введение понятия энтропийного значения погрешности дает воз можность любую погрешность с произвольным законом распределе ния заменить погрешностью с равномерным распределением с тем же значением энтропии. Мощность помехи (погрешности) определяется ее дисперсией о2 или средним квадратическим значением а.
Отношение значения энтропийной погрешности анализа А к сред нему квадратическому значению о определим, как энтропийный коэффициент закона распределения погрешности анализа. Коэффи-
* = -§-■ |
(8-21) |
циент К зависит от вида закона распределения погрешности анализа. Погрешности с одинаковым средним квадратическим значением а, но с разными законами распределения, оказывают различное дезинформационное действие. Погрешность с нормальным законом распределения при заданной дисперсии а 2 имеет максимальную эн тропию, т. е. обладает максимальным энтропийным коэффициентом К.я- Погрешность с любым другим законом распределения не может иметь значение К больше, чем /<н.
Вычислим величину К н- |
Плотность |
нормального распределения |
вероятностей значений погрешности определяется по формуле |
||
Р (Уи) = |
1 ехр |
(8. 22) |
]/Л2л а |
|
Энтропия погрешности (помехи), выраженная через натуральные логарифмы, равна
H(Yn) = — |
j Р Ы 1пР Ы 4 = \ Piyn)[i n V 2na + 7£ijdyn = |
|
|
ОО |
ОО |
= |
In )/~2я о j р (уп) dyn+ ^ |
j yl р (yn) dyп. |
Но |
|
|
|
ОО |
1, |
|
J Р (Уп) dyn |
—ОО
245
а
J УпР [Уп) йУп — ° 2-
—00
Поэтому
Я (Уп) = In У 2я а + — In ]/"2л о + In j/" e = l n [у~2пе о ) .
В соответствии с выражением (8.19) энтропийное значение погрешно сти равно
д _ V i n e а _ |
Г п е |
|
~ |
2 |
|/ 2 |
Пользуясь формулой (8.21), найдем энтропийный коэффициент погрешности с нормальным законом распределения вероятностей
Кн= - |/ " f = 2,07.
Погрешность с любым другим законом распределения может иметь значение энтропийного коэффициента К только меньше, чем Кп = = 2,07. Так например, при равномерном законе распределения по грешностей анализа (8.22) дисперсия погрешности равна
оо А
<?2= j |
У2и Р { У и ) а У п = j |
= |
—со |
— А |
|
а среднее квадратическое значение погрешности равно
ст = ] / з А.
Подставив (8.22) в (8.21), получим значение энтропийного коэффи циента для равномерного закона распределения погрешности равным
Я Р = 4 = 1,73< Я Н.
Энтропийный коэффициент К связан с энтропийной мощностью помехи W соотношением вида
К_ = |
, |
fw j, |
Кп |
V |
W ’ |
где Кп = 2,07 — значение энтропийного коэффициента при нормаль ном законе распределения вероятностей погрешностей анализа; W — полная мощность помехи.
В [48] приведена таблица значений энтропийного коэффициента при эволюции закона распределения значений погрешности анализа от распределения с бесконечно возрастающим эксцессом до двухмо дального распределения.
246
Результат анализа величины Z лежит в некотором интервале зна чений, который при любом законе распределения погрешностей ана лиза может быть заменен эквивалентным ему в энтропийном смысле интервалом равномерного распределения ширины d = 2Д.
Величина d может не зависеть от текущего значения величины Z (аддитивная помеха) или быть пропорциональной текущим значениям величины Z (мультипликативная помеха). Когда анализируемая ве личина равна нулю, мультипликативная составляющая погрешности также равна нулю, и погрешность определяется только аддитивной составляющей.
Результируемая абсолютная энтропийная погрешность анализа может быть представлена в виде следующей формулы:
А — Да + Уы%,
где Да — абсолютное значение аддитивной составляющей энтропий ной погрешности; ум — относительная величина мультипликативной составляющей энтропийной погрешности; Z — текущее значение ана лизируемой величины.
Результирующая относительная энтропийная погрешность ана лиза имеет следующий вид:
Y = -f- = Ya + YM’
где Ya = — относительная величина аддитивной составляющей энтропийной погрешности.
При анализе характеристик нестационарного управляющего воз действия по одной ее реализации, что возможно при использовании оператора текущего среднего [76], относительную энтропийную по
грешность анализа Z будем рассматривать как отношение энтропий ной погрешности А к среднему на интервале анализа значению ана лизируемой величины
В простейшем случае |
|
|
~7 |
г1 + |
г2 |
Z _ |
2 |
’ |
где z1 и z2 — значения анализируемой величины на концах интервала анализа Та.
Аддитивная составляющая энтропийной погрешности анализа со стоит из двух основных компонент: методической погрешности и аппа ратурной погрешности. Появление методической погрешности выз вано, в основном, конечным интервалом анализа Та. Чем больше ин тервал анализа, тем меньше величина методической погрешности. Аппаратурная погрешность обусловлена в основном действием помех.
Методическую и аппаратурную погрешности можно считать ста тистически независимыми. Это позволяет производить их геометриче ское суммирование. Если обе составляющие аддитивной погрешности
247
распределены по нормальному закону, то их сумма может быть най дена по формуле
A . = V 4 „ + A i „ ,
где Да.м — методическая составляющая аддитивной энтропийной погрешности; Да. п — аппаратурная составляющая.
Найдем, в виде примера, энтропийную погрешность анализа ам плитуд управляющего воздействия, обусловленную действием тепло вого шума с равномерным спектром в полосе частот Д/ [48]. Мощность такого шума может быть определена по формуле Найквиста
Wm = 4kTAf,
где &=1,38-10“ 25 Дж/град — постоянная Больцмана; Т — абсо лютная температура, К.
За время анализа Та происходит сглаживание флуктуаций. Мощ ность флуктуаций, определенная на интервале анализа Та, может быть найдена по формуле
Wm = — '-У-, |
(8.23) |
п |
|
где в соответствии с теоремой Котельникова |
|
п = 2Д/Та |
(8.24) |
— число независимых отсчетов функции с граничной частотой Д/ за время Та.
Подставив (8.24) в (8.23), получим
Среднее квадратичное значение напряжения теплового шума на со противлении г входной цепи анализатора равно
Относительная средняя квадратичная погрешность анализа нахо дится по формуле
б |
|
|
2 k T r = , / ~ k T ( |
(8 .2 5 ) |
ш |
и |
V |
и 2та V s |
' |
где U — амплитуда напряжения |
анализируемого управляющего воз |
действия; & — энергия управляющего воздействия, подводимая к ана лизатору за время Та.
Мгновенные значения флуктуаций теплового шума распределены по нормальному закону, в связи с чем значение энтропийного коэффи циента К = К п = 2,07. Поэтому относительная энтропийная погреш
248
ность анализа, обусловленная действием теплового шума, равна
Та.п = Уш = 2,07аш = 2 |
, 0 |
7 | / |
^ « - | / | / ^ |
, |
(8.26) |
где &ш— энергия теплового шума. |
|
|
|
|
|
Выражение (8.26) можно представить в следующем виде: |
|
|
|||
|
= |
= |
|
|
(8-27) |
5 |
отношение |
сигнал/помеха |
на |
входе |
|
где Q — ------- энергетическое |
6 ш
анализатора.
Из рассмотрения формулы (8.27) следует, что относительная эн тропийная погрешность анализа, обусловленная действием теплового шума, равна обратной величине квадратного корня из энергетического отношения сигнал/помеха на входе анализатора. Формула (8.27) мо жет быть непосредственно использована для определения относитель ной энтропийной погрешности анализа амплитуд управляющего воз действия в присутствии аддитивного теплового шума.
При анализе статистических характеристик управляющего воз действия величина Ya. п представляет собой отношение абсолютной энтропийной погрешности Аа.п, обусловленной действием аддитив ной помехи на входе анализатора, к среднему значению анализируе
мой характеристики Z, т. е.
Например, при анализе длительностей выбросов случайного управ ляющего воздействия величина Аа. п представляет собой энтропий
ную погрешность анализа длительностей выбросов, а величина Z — среднюю за интервал анализа Та длительность выбросов.
Формула (8.25) отражает общую закономерность, проявляющуюся при анализе любых статистических характеристик случайных управ ляющих воздействий в присутствии помех. Именно, уменьшение по грешности уа п при постоянной средней мощности управляющего воздействия достигается за счет увеличения времени анализа Та.
Методическая составляющая аддитивной относительной энтро пийной погрешности анализа, обусловленная конечностью интервала анализа, может быть найдена по формуле [48]:
Та-М==| / ' т1’
где тм — мертвое время анализатора.
Под мертвым временем понимается такое минимальное время ана лиза, при котором погрешность анализа достигает 100% и от анализа тора не может быть получено никакой информации об анализируемой величине. Мертвое время тм представляет собой обобщенную характе ристику точности и быстродействия анализатора.
249