![](/user_photo/_userpic.png)
книги из ГПНТБ / Свириденко С.С. Основы синхронизации при приеме дискретных сигналов
.pdfС увеличением ширины строба помехоустойчивость дискретно го канала падает. Несмотря на это, пропускная способность сум марного канала при одновременной передаче непрерывных и дис кретных сообщений с увеличением ширины строба растет и имеет максимум.
На рис. 5.8 приведена зависимость Cs (0) для случая двоич ного кодирования. Наличие максимума можно объяснить следую щим образом. При 'малых величинах 0 аномальные ошибки пре небрежимо малы и можно считать, что при увеличении 0 диспер сия сигнала увеличивается, а дисперсия шума остается примерно постоянной, так как она определяется дисперсией нормальных ошибок. Поэтому при малых 0 отношение сигнал/шум и, следова тельно, пропускная способность суммарного канала увеличивается. После достижения некоторого максимума отношение сигнал/шум и пропускная способность падают при увеличении 0 в основ ном из-за существенного увеличения вероятности аномальных оши бок. Пропускная способность дискретного канала при увеличении 0 снижается весьма незначительно (при относительно малых ве
да/
суммарного |
канала |
при оптимально |
кретного канала при оптимально вы |
|
выбранной ширине строба при: |
бранной ширине строба при: |
|||
I) N = 1023; |
2) 127: 3) |
63;.4) 31; 5) 15. |
I) IV“ 1023; 2) 127; 3) |
63; 4) 31; Б) 15. |
_________ . двоичное кодирование, |
--------------двоичное |
кодирование, |
||
------------ |
я-ичное |
кодирование |
------------ л-ичное |
кодирование |
120
личинах Р ош), поэтому пропускная способность суммарного кана ла увеличивается при введении дополнительной модуляции по вре мени прихода.
Для каждого дискретного сигнала определенной длины и отно шения сигнал/шум наблюдается максимум пропускной способно сти суммарного канала при іѲ = Ѳ0 п т , определяющей дисперсию сиг
нала в непрерывном канале. На рис. 5.9 показаны зависимости 'Qont(h, N), позволяющие выбрать для каждого конкретного случая оптимальную величину строба. Для /п-ичных дискретных сообще ний ансамбль ^-последовательностей выбирался, исходя из задан ных взаимокорреляционных свойств сигналов [141].
Графики на рис. 5.10 иллюстрируют зависимость пропускной способности суммарного канала, приведенной к одному отсчетному символу, при оптимальной ширине строба от отношения сиг нал/шум и числа элементов псевдослучайного сигнала.
Представляет интерес оценка помехоустойчивости дискретного канала при дополнительной модуляции. На рис. 5.11 приведены зависимости средней вероятности ошибки в дискретном канале от отношения сигнал/шум при оптимальных значениях временного строба Ѳопт*
Приведенный выше анализ показывает целесообразность при менения дополнительной непрерывной модуляции параметра дис кретного сигнала и позволяет наилучшим образом выбрать пара метры системы связи.
I
Г Л А В А |
Ш Е С Т А Я |
Оптимизация систем синхронизации
6.1. ПРИЕМ ДИСКРЕТНЫХ СИГНАЛОВ СО СЛУЧАЙНЫМ СИНХРОПАРАМЕТРОМ
Основные идеи синтеза приемников сигналов со случайными параметрами хорошо известны [100. 142— 152], однако исследова тели продолжают поиски путей оптимизации синхронизированных приемников [153, 160, 157]. Наиболее полезными для практики сле дует признать работы, в которых описываются субоптимальные алгоритмы, дающие некоторые качественные отличия от оптималь ных, но приводящие к заметному упрощению структуры приемни ка. Основной недостаток синтезированных оптимальных приемни ков сигналов со случайными синхропараметрами — их практиче
ская нереализуемость. |
|
|
|
|
|
|
|||
Рассмотрим |
получение некоторых |
оптимальных |
алгоритмов |
||||||
приемников. Пусть сигнал s(7) = |
{si, s2, . . |
sn} принимается в шу |
|||||||
ме § (0 = {!ь І&, |
|
ln}, причем |
іі являются независимыми гаус |
||||||
совыми |
величинами с нулевым |
средним и |
известной |
дисперсий. |
|||||
В .случае идеальной ,синхронизации приемника по |
одному еин- |
||||||||
хропараметру X(t) |
приемник анализирует вектор |
|
|
||||||
где |
|
|
|
у { і ) = { у і , |
Уі,~: |
Уab |
|
|
|
|
|
Уі — ß si—1“Ь (1— Р)$£ + |
І;; |
|
(6.1) |
||||
ß = ß(X) |
|
|
|
||||||
— коэффициент потерь, |
обусловленный нарушением син |
||||||||
хронизации но данному параметру (или |
нескольким |
парамет |
|||||||
рам). Величина |
ß |
случайна на интервале [0, 1]. В |
предыдущей |
||||||
главе определена ßi(iX) |
для некоторых частных случаев. |
|
|||||||
Риск, вызванный использованием оценки X* вместо истинного |
|||||||||
значения параметра X, |
|
|
( |
П |
\ |
|
|||
|
|
|
оо |
со |
|
|
|||
г { Ѵ , |
= |
’ |
|
J n № * ( y ) . W e x p |
|
|
|||
|
»' |
СО |
СО |
|
|
I 1 |
|
(6.2) |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
122
где у записывается с помощью (6.1); ß* = ß(Ä,*); H(ß*, ß) — функ ция потерь. Усредненный риск по известному распределению ay(ß) соответственно
1 |
да |
со |
п |
|
r(X*) = a^ |
j ... |
j П [ß*(Уі-.- г/л), ß] exp | -----i- |
|
[г/4- — ß s._t — |
—CO—CO |
—CO |
i= 1 |
|
|
|
|
— (1 — ß) Sil2 W(ß) dyt... dy„ d$. |
(6.3) |
В наиболее простом случае при равномерном на интервале [0,1] ■распределении ги>(ß) усредненный риск от использования оценки
X*
r(X*) = a j . . . |
j H(ß*Ü/i..... |
yn),$ \L [(yb .... |
yn) , M \ d y , |
dyn |
где L(y, ß) = expj— у ^ [ y £— ß s ^ ,— (1—ß)s(-]2 j.
1= 1
Для 'минимизации среднего риска необходима оценка 1*, миними зирующая интеграл
1 |
|
j‘lI(ß*,ß)L(y, ß)dß. |
(6.4) |
о |
|
Построение устройства, производящего оценку X* в соответствии с (6.4), возможно при использовании ряда упрощений и аппрокси маций.
Синхронизатор, оптимизированный по принципу максимума функции правдоподобия синхропараметра, оказывается столь же сложным, как и байесов синхронизатор.
Для дискретной выборки входного колебания y(t) оптималь ная оценка случайного синхропараметра X*(t) = X(ii+Atn) =Х*п в
ti + riAt-ü |
момент времени, где A t — интервал выборки, при |
много |
||||
мерной гауссовой аппроксимации параметра X возле точки X* оп |
||||||
ределяется соотношением [57] |
|
|
|
|
||
|
|
2с( ^*-і) + |
'УР'Ч (\- |
М + |
^n> |
(6.5) |
где |
£=1 |
|
i=1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
z = {гъ . |
гп} = {— |
д L (X*) |
дЦХ*) |
|
|
|
д Хі |
d %n |
|
|
|
||
|
|
|
|
|
||
A= {Аь .. |
Anb ctij — элемент квадратной матрицы |
А = |
|| асі Ц= |
|||
g X ^дХ-' i ’ ^ni — злемент матрицы С, |
обратной к матрице Ѵ+А |
,123
на интервале [4 4L V=iR^-, R = ||ißf4 tj)|| — корреляционная мат рица.
Уравнение (6.5) описывает оптимальный измеритель случай ного синхропараметра X(t) при аппроксимации функции правдо подобия L(A) многомерным гауссовым распределением. Оценка 7*п практически неосуществима вследствие необходимости знания, априорных средних значений параметра К(t) для каждой лрини-
Рис. 6.1. Структурная схема суб- |
Рис. 6.2. Временной синхронизатор |
оптимального измерителя синхро |
|
параметра — момента прихода си |
|
гнала |
|
маемой посылки сигнала. Если же обойти эту трудность заменой априорных значений параметра апостериорными по предыдущим посылкам, можно получить структуру измерителя параметра в таком виде, как это показано на рис. 6.1 [157] для случая времен ной синхронизации.
Алгоритм работы устройства в этом случае таков;
|
л |
|
|
|
где |
А Г = ^ |
Сп;- J - - ln Lt ( |
); |
— функция прав- |
|
£=1 |
‘ |
|
|
доподобия, вычисленная по і-й посылке. |
Операция вычисления |
|||
A |
являющаяся основной для устройства, может быть осуще |
|||
ствлена специализированной вычислительной машиной. |
||||
В |
случае временной синхронизации время задержки сигнала т |
можно представить дискретной последовательностью интервалов- АТ, число которых равно п=Т/АТ, где Т — интервал неопределен ности , равный обычно периоду повторения сигнала. В этом случаеоптимизация временного синхронизатора состоит в определении такой величины k>(k=l, ..., п) или же задержки х=кАТ для вход ного колебания y(t)=S[(t —x) + l(t), при которой функция правдо подобия w(y/k) или w(y/x) имеет максимум. Так как определение задержки т* базируется на анализе нескольких принимаемых по
сылок, |
введем в рассмотрение индексацию «I» |
символов (7 = 1,. |
|
-.., М). |
|
|
|
Функцию правдоподобия для і- го временного |
интервала |
за |
|
держки |
1-то символа известной формы в случае независимых |
вы |
борок из принимаемого колебания у (7) по аналогии с известным
124
выражением для функции правдоподобия [100] с учетом функцио нала белого шума l(t)
w (I) = , |
Г |
_ 1_ |
т '~ |
ехр |
Go |
(>(0 dt |
|
( |
/ 2 л а )п |
|
где Go — спектральная плотность мощности шума, можно запи сать в виде
|
(і-Н) Т0-\-X |
(6.6) |
|
W(у, I т) = а ехр |
j* |
[2y(t)st (t — т) — s*(t- ■т)] dt |
і г0+т
где a=const; 7'0 — длительность импульсной посылки.
Считая моменты появления символов независимыми события
ми, |
|
м |
|
И»(у I х) = П^ ІУі (0 1т1- |
(6.7) |
і=і
Оптимальная оценка задержки т* соответствует максимуму выра жения (6.7) с учетом і(6.6).
Отыскание структуры синхронизатора следует производить для
конкретного вида сигнала s(t). |
В самых |
простых |
случаях при |
|
приеме фазоманипулированных |
(противоположных) |
или |
ортого |
|
нальных сигналов использовать |
выражение |
(6.6) весьма |
трудно. |
Схему временного синхронизатора можно получить на основа
нии (6.6), если управление текущей оценкой т* формировать |
при |
д ln w [уі (t) I т] |
|
использовании производных-----:------ —— , из равенства нулю ко- |
|
д х |
|
торых следует, что т=т*. |
|
Для случая, приема фазоманипулированных сигналов Ur.X |
|
Xs i n(шД+ф;) возможно приближение [160] ln w[yi(t) |т ]~ [— - |
X |
Uqi |
|
X j" y(t) sin (act+q>i)dt]2= z(t) и при замене производной конечной
разностью din w\yi (t)} т] |
_ z(t) — z(t — &t) получаем структурную |
d X |
А / |
схему субоптимального |
следящего временного синхронизатора, |
изображенную на рис. 6.2.
Аналогичные рассуждения можно привести для случая частот ной синхронизации.
6.2. К СИНТЕЗУ СИСТЕМЫ СИНХРОНИЗАЦИИ
Синтезированные по критерию максимума правдоподобия уст ройства оценки неизвестного параметра сигнала имеют исключи тельно сложную структуру; при гауссовой аппроксимации распре деления параметра и ряда других допущений субоптимальные син хронизаторы имеют замкнутую структуру авторегуляторов (см. рис. 3.1, 3.3, 3.4). Это подтверждается инженерными решениями задачи синхронизации, показанными на рис. 3.6—3.9, 3.15, 3.19.
125
Для оптимизации системы синхронизации можно воспользо ваться информационным критерием оптимальности, применение которого встречается в ряде работ [162—165].
■При разработке систем связи одним из исходных (параметров является заданная помехоустойчивость приема сигналов, которую требуется обеспечить. Целесообразно поэтому оптимизацию сис темы синхронизации также связать с требованиями заданной по мехоустойчивости. Точность определения синхропараметров сигна ла непосредственно определяет помехоустойчивость, поэтому при известной связи между помехоустойчивостью приема сигналов и точностью воспроизведения синхропараметров критерий оптималь ности системы синхронизации можно сформулировать следующим образом: система синхронизации с функционалом преобразования Z(s. X, t) оптимальна, если количество информации, извлекаемое из принимаемого колебания y(t) относительно неизвестного син хропараметра X(t), достигает величины, равной эпсилон-энтропии этого параметра, т. е.
S u p l(y, Х) = Нх (г). |
(6.8) |
Величина эпсилон-энтропии является функцией точности вос произведения синхропараметра и имеет величину, зависящую от требований к помехоустойчивости синхронизированного прием ника.
С учетом реализационных возможностей можно рассматривать готовую структуру системы синхронизации в виде, как это показа но на рис. 6.3 Система синхронизации является разновидностью
y(t,.А) |
l i t A .u ) |
К генератору |
|
УОС |
|
||
' |
1 |
трного сигнала |
|
u(t) |
ГУ |
Рис. 6.3. Структурная схема |
|
системы синхронизации |
|||
|
|
автоматического регулятора, 'состоящего из устройства обработки сигналов (УОС) и системы управления (СУ). На вход системы синхронизации поступает колебание y(t, X), являющееся суммой сигнала с неизвестным синхропараметром s(X, t) и шума g(f). Устройство обработки сигналов представляет собой приемник с переменными параметрами, управляемый сигналами управления u(t).
В этом случае оптимизация системы синхронизации состоит в выборе такого преобразования D(s, и) устройства обработки сиг налов и такого сигнала управления u(t), при которых I(y, X) до стигает верхнего предела, равного эпсилон-энтропии синхропараметра. Практически всегда при приеме известных с точностью до некоторых параметров сигналов преобразование D(s, и) можно считать известным. Это преобразование описывает работу управ ляемого активного или пассивного согласованных фильтров.
126
При известном преобразовании D(s, и) необходимо оптимизи ровать сигнал управления и(і) по автономно выбранному крите рию. Такая постановка частной задачи синтеза приемника право мерна [165]. Получение байесового оптимального решения в этом случае состоит в вычислении суммарных средних потерь при опре делении IX(t), минимизированных по функции или функционалу
и(і).
Критерий, по которому синтезируется алгоритм работы систе мы управления, имеет вид
Supl{z, Х) = Нх(в), |
(6.9) |
U |
|
где z(y, и, і) — напряжение на выходе устройства обработки 'Сиг нала.
Задача управления в системе синхронизации — обеспечить с определенной точностью оценку неизвестного параметра X(t) при наличии действующего на входе шума.
Остановимся на определении l(z, X). Напряжение на входе си стемы управления
z(t) = У {%) **D(s, и, t ) = s (t , X)‘*D(s, и, т) + D(s, и, т)*£(т) =
= В(Х, и, 0 _Ь1і(0>
где
со
x { t ) * y ( t ) = \x(t)y(T — t)dt.
Если X(t) и т](і) — дискретные во времени марковские процес сы, количество информации о параметре 4X(t) в колебании z(t) в я-й дискретный момент времени
|
|
I (2П. К) = |
— |
(2) lOg Wn(Z) dz + |
|
|
|
|
+ |
\pn С2) [ |
{ZI X) log wn(2 1X) dz] d X, |
|
(6.10) |
||
где wn(z) |
— |
плотность |
|
вероятности |
для |
z n; |
pn(z) = |
= J wn/n-i(X/Xn-i)wps(n- i)(Xn-i)dXn-i — плотность |
вероятности zn |
||||||
при условии, |
что zu Zb . . |
z„_1 фиксированы. Так как |
являют |
ся независимыми нормальными величинами с нулевым средним и дисперсией а2, которую можно определить,
|
Г |
К— Вп (Х, я,,)]2) |
|
|
|
■exp - |
1-------йі-----— |
|
|
w- (гА) “ (7 s« )" |
|
2 о2 |
|
|
и второе слагаемое в |
(6.10) равно — log("K2яео)™. |
u = |
||
Теперь уравнение |
для оптимального |
сигнала управления |
||
= {«л} запишется в виде |
|
|
|
|
Sup j"— \wn(z) log wn (z) cZzj = H%(e) + |
log { V 2it e a)'n . |
(6.11) |
||
Учитывая некоторые свойства марковского процесса [166, 167], |
||||
определяем wn(z), находим \o g w n(z) |
и |
производим усреднение. |
127
В результате уравнение для u(t) при интервале дискретизации входного процесса Af-M) принимает вид
S w p l J Вг [t, |
X, и (0 1 wps ( X, t)dX — |
и U |
|
Jß [f, X, u(t)]wps{X, |
= t f j e ) - |- log (j^2ne cr)m- (6.12) |
Апостериорная плотность вероятности параметра X(t) в случае его непрерывного изменения может быть сформирована на основании уравнения Р. Л. Стратоновича [145, 166]:
d w P ^ X ' 0 . |
= L |
ц _|_ w p*(X, |
t) г ф [B у ' Х ' и ^ _ |
dt |
|
2 G0 |
I |
- B[t, X(t), |
u(t)]-----L [ß2 (f, X, |
и ( 0 ) - В- (t, X, и (/))]}, (6.13) |
где L(t, X) — функционал, зависящий от апостериорного распре
деления параметра w ps(X). |
|
Допустим, что форма сигнала, зависимость z(t) |
от параметра |
X и апостериорное распределение ШрДА) известны. |
Колебание z(t) |
можно представить как z ( t ) = g [ X —u(t)]B(t)+r\(t), где g(X) = = ÄiSinQ7,c/t(Q7,c) в случае частотного управления и
ki{Tc— т), |
0 < т < Т с, |
Г(Ь) = ^2(Лс + т), |
— Тс < т < 0, |
[0, |
т < — Тс, т > Т С |
в случае временного управления.
Аппроксимируя апостериорное распределение параметра гаус совой кривой и подставляя соответствующие функции B(t, X, и) в (6.12), получаем конкретное уравнение для u(t).
Остановимся на определении эпсилон-энтропии неизвестного синхропараметра. Известно [21], что количество информации в слу чайной величине у относительно величины х определяется выраже нием
Цх, у) =■■ (Тву(.X, у) log |
w (x’ f ■dxdy. |
(6.14) |
JJ |
w ( x ) w (//) |
|
Близость случайных величин x и у или точность определения х относительно у определяется как
е = f joy (х, у) с (х,- у) dxdy = Нх (е).
Величина Нх(г) представляет собой минимальное количество ин формации, необходимое для воспроизведения величины х с задан ной точностью е в смысле некоторого критерия с(х, у). Теорема
[168]
Н X (емин) |
I (х> У ) |
показывает, что количество информации І(х, у) о случайной вели чине X определяет нижнюю грань средней ошибки воспроизведе
ния этой величины.
128
Величина эпсилон-энтропии Н% (е) неизвестного синхропара метра сигнала представляет интерес и как предельная величина для максимизации I(z, X) по управлению u(t) и как минимальное количество информации, характеризующее неопределенность в зна чениях параметра X, которую необходимо устранить [162, 169] си стеме синхронизации.
Известно, что сигнал s(A„, Xu, t) является функцией векторов
информационных Я,„ л |
мешающих |
Хы параметров. Среди |
второго |
||||
типа |
выделим |
вектор синхропараметров |
Хс = {Хс г}; і= 1 , |
2, ..., |
п. |
||
Для |
удобства |
опустим |
индексы я |
будем |
считать X — вектором |
п |
синхропараметров сигнала.
В общем случае каждый из свнхропараметров не является де терминированным вследствие временной нестабильности элементов передатчика и характеризуется плотностью распределения веро ятности своих значений w (ІМ) на выходе передатчика. Случайные
изменения характеристик канала приводят к увеличению флукту аций параметров. Эти изменения можно представить эквивалент ным «шумом синхропараметров» ,іі;(7), являющимся непрерывным
случайным процессом. Характер взаимодействия ц(t) с |
зави |
сит от реализации канала. Сигнал на выходе канала |
является |
функцией параметров Я={Я,г}, неопределенность в значениях ко торых увеличивается по сравнению с входными значениями.
Система синхронизации приемника производит над принимае мым сигналом s(X) некоторое преобразование Z(s, X, t), миними зирующее неопределенность в значениях каждого из синхропара метров сигнала. На выходе системы синхронизации еинхропараметры сигнала (Я,/0)} остаются случайными и характеризуются
своими распределениями w ( x \ 0))-
Если за количество информации, заключенное в неопределен ности значений параметра X(t) (рассмотрим для простоты один параметр, опустив индекс «г»), принять минимальное число бит, необходимое для воспроизведения его с заданной точностью, т. е. минимальное количество информации, при котором удовлетворя ются заданные требования воспроизведения X(t), получим эпси лон-энтропию процесса
І(Х, Я,(0))=Л(Я.) — maxh(%/Xm ) = Hx(B), |
(6.15) |
ш(*,/*.№) |
|
где максимум отыскивается по множеству функций w (іХ/ХЩ, ко торые определяются связью между X и Я,<0).
Первый член в правой части (6.15) характеризует полную не определенность в значениях параметра Я., второй — неопределен ность, оставшуюся после синхронизации. Эта остаточная неопре деленность обусловлена случайным характером значений синхропараметра М°) на выходе системы синхронизации из-за воздейст вия шума. Распределение плотности вероятности Я/0)(0 опреде ляется спецификой системы синхронизации по данному парамет
ру. Входящие в (6.15) |
дифференциальные энтропии |
|
|
h |
(X) = — |
(Я,) log w (X) d X, |
(6.16) |
12Ѳ