Добавил:
Опубликованный материал нарушает ваши авторские права? Сообщите нам.
Вуз: Предмет: Файл:

книги из ГПНТБ / Хомяков Э.Н. Вопросы статистической теории оптимальных измерительных систем. Основание для расчета и проектирования

.pdf
Скачиваний:
13
Добавлен:
23.10.2023
Размер:
7.2 Mб
Скачать

ф-тум уаипн

сигнала р. обоих каидлах

обработки. Не

менее

инте­

ресно

п н этом

случае

выяснить

эффективность

оптимальной

обра­

ботки

колебаний по сравнению с линейными алгоритмами, исполь­

зуемыми обычно на практике.

 

 

 

 

 

Рассмотрим

задачу

оптимального

приема

двумерного

гауссо-

8ого

процесса.

11\сгь

на отрезке

времени т _ £ (,0, Т)

наблюдается

дчумерный

ыуссовын

процесс

 

 

 

 

 

 

•Jet)

« R e { i ( . t , J L ) f

 

u ( l ) . ,

 

(,5.157)

I 1С

 

 

 

 

 

 

 

 

 

•диагональная

матрица

полезных

сигналов;

 

 

 

X — оцениваемый векторный параметр;

вектор-сготбцы мультипликативной и «дднтиииоч помех(

п р и ч е м

у

спектральная г.тотиость мощности белого

шума;

1

единичная матрица.

 

В дальней/нем т а к ж е используется ьектор - сюлбеп

сигнала

Мультипликативные пo^'exll для простоты положим стационар­ ными и стапнопарпо-евязанными с корреляционной матрицей

 

 

 

9

C3.i42)

 

 

 

i

 

 

 

 

так

чт,о в обоих каналах характер

и

интенсивность

флуктуации

сигнала одинакова, а величина v u

определяет коэффициент их

взаимной корреляции.

 

 

 

°

Функция правдоподобия векторного

параметра пм/еет вид

 

Т Т .

-

-• +

О О

9 0

где множитель К (к) характеризуется соотношением (10)

9 Х-

- „

о л •

з

.• л

В ,Т ,~30 корреляционная матричная функция входного про иесса

Матрица

B g C t . t ^ X }

определяется

ингегралмю - матричным

уравнением

«обращения»

"

 

 

В качестве оптимального

выходного

эффекта и ш е р и т е л ы ю н

системы, очевидно, следует

выбцать выражение

 

 

 

• + 5 .^4t)ptt,V> dt ,

 

' M V O

где

 

 

т

'

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

о

 

 

 

 

 

 

Матрица By ( Л , г , X)

определяет

не только

характер опти­

мальных

операций

при обработке

векторной смеси

колебаний,

но

т а к ж е

и

потенциальную

точность

оценки параметров . М о ж н о

по­

казать,

что для элемента

матрицы

Фишера <f ^

,

определяющей

матрицу

дисперсий

ошибок £ « ф " 1 ,

имеет место

 

выражение

"

f H ^ l - h x :

^

V а *

Матричную функцию

^ ( ^ / с ^ А ' ) определяем

соотношением

? \ (,t, с Д ~)~'

* е

(Л Д j; J 4t ,<0 (^ Д

^ +

При -»t(iм функция tf^t.t) удовлетворяет интегрально-матричному ypar>m-Hin<i

Л 14 K'HiKp! in i.Ttinn

этих соотношении

рассмотрим некоторые

частные задачи, Пусть

регулярный СИГНАЛ

имеет вид

 

 

 

 

(1.(52)

В ч ш ч

случае vpaltlieiliio

(3.151)

упрощается

 

Полагая мультипликативные флуктуации быстрыми и,пользуясь

методом

приближенного

решения

с преобразованием

Фурье, по­

лучим

 

 

t £

 

 

 

Ч Э

 

, (3.1510

 

 

5 1-

N о

г

i.e.

02

a F — символ

преобразовании Фурье.

 

В

случае полностью взаимосвязанных

флуктуации н ir.uia..,a>

имеем

( v o = l )

 

 

 

Г

< ^ - - k G ' * P { f -

.3 156'.

а при независимых флуктуа.нмях

получим

Рассмотрим часть структурной схемы измерителя, ойусл^жлсниую квадратичным функционалом а выражении (3 1-17) Гели _v^= 1, то

0 о

где

т

0•r

' °

 

< / t > ) - J t j 2

( . ^ K { ; c - t ) s - m ^ 0 t - ~ < H ) d t ,

[ЬМа1)

b

 

 

В

0

0

и

т. л.

 

 

 

 

 

 

 

 

и J

Функция

веса

временного

сглаживания

Л(t—г)

определяется

интегрально, о

уравнения

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

Я (Ло)

 

 

 

 

 

 

 

 

 

i § ^ S L . ^ w )

)

 

(MM)

чпифор .чсгко

[к-niae 1ся,

если

допустим;!

замена

пределов ин­

тегрирования

бесконечными.

 

 

 

 

 

И схеме

квадратичной

части системы, представленной

На 'рис.

Я I, нмсег меси» квадратурное

гетероднпированпе выходов

антенн,

AM

Ь I .'У

, ; 0

11 4 A f

—' •—|

Гиг. 3 I..' Структура алгоритма

.оценки

vivioiioii i<no|--/"4i:iit.i

ii си пронзиодной ичц

полной

коррглшиш

Мультимлика нимих помех.

выделение квадрата огибающей - и каждом канале, л т а к ж е пере­ множение выходных сигналов различных каналов . Вес перемноже­

ния

определяется

коэффициентов корреляции

v,i

(н данном слу

чае

vo=

I ) .

 

 

 

 

 

 

При

независимых флуктуация*

(vu = 0)

квадратична»

часть

системы имеет вид (3.159) без двух

последних

слагаемых .

Выход

Аой

.квадратичны;!,

эффект при этом

не содержит

информации о

параметре ty, и для его измерения

существенна

линейная

часть

Системы

 

 

 

 

 

 

Структура измерительной системы при v 0 = 0 представлена на р и с 3.5.

 

Р н с . 3.5.

Структура алгоритма оценки

угловой координаты

 

 

и ее производной при некоррелированных

 

 

 

мультипликативных помехах.

 

Получим

и явном виде

выражения

для матриц

Фишера . При

уо= I

имеем

 

 

 

 

д

2 « 1

к ,*Т г . ^ ч *

_ J c ,

. - . Г а

T l

95

f - \ n i

V(i---I) Ю

1 -

 

T

T

 

2

Ъ

П ри

• - 1 я /-'о^'О сторы.м с л а г а е м ы м в правом

i i i ' M i i ' ! ' - M.'f piitu I можно

пренебречь, так что

(3.lb7)

диагональ

 

 

 

 

 

 

 

 

 

(Д1Б*)

 

 

 

 

 

 

 

. г

i

J

! i ; !:гМ:>(:;ч

и н ы х t. i p ; i жг и mi (3.

I № ) ,

(3 168),

при вычислении

• | ч . | . j j 4

H.J i . i i

jiMdCi,

r ; T r V P A p | - ] И + I j

»

непосредственно

>oiM

c o o i i i o n i f

инк

.i i)(

;i;k П е р с и и

O J I C H O K

параметров:

 

 

' "

1 V

 

 

 

 

^

np>,

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

M V ' '

iA G > ' + F i j i v.,*

J | T k 7 1 J

 

 

 

 

 

 

16

 

rtpu

 

 

lei «70)

При oicyч.-тини

м у л ы н и л ш п п 1 и п ' ! Й помехи и б е л ы х а д д и т и в н ы х

.пумах о п т и м а л ь н а я

о б р а б о т к а ж ж чае ген линеннлн:

.'t.3.4 зле-ме" та'.иатрины Фишер;! имеем

Дл я I in пала вида (3.1.12) IIO . IVMII M пшестиый р е з у л ы а !

2

12. П З )

 

90

При воздействии на систему (3.171) флуктуирующей векторной смеси (3.137) будем иметь

О Л) > - ^

д л ? it Д ) ^ •;

= N~0 ^ ^ ^ t . A u ^ . C t ^ S (t

dt J

о

 

 

 

T

 

да)

Пользуясь соотношениями

(3.41), (3.42), (3.43), получим

 

1 .

Т г

6

L a

ь

1 т

 

 

ал

Коли V , i « I , то

л а

( з . м )

tiivlii Vii^f), то

л 5

Эгп соотношении дают но.чможнисть оценпть эффективность опти­ мальной обработки iiniiii . ioii:

лг

х- = —

Н3

. 07

Г Л А В А 4

НЕКОТОРЫЕ ЗАДАЧИ СИНТЕЗА ОПТИМАЛЬНЫХ ИЗМЕРИТЕЛЕЙ ПАРАМЕТРОВ НОРМАЛЬНО ФЛУКТУИРУЮЩИХ СИГНАЛОВ >И'СТАТИСТИЧЕСКИХ ХАРАКТЕРИСТИК СЛУЧАЙНЫХ 5 ПРОЦСССОВ ПРИ НАЛИЧИИ АДДИТИВНЫХ ПОМЕХ

••4:1. « О Л Р О С Ы Т Е О Р И И

О П Т И М А Л Ь Н О Г О И З М Е Р Е Н И Я

 

' П А Р А М Е Т Р О В ГАУССОВЫХ

Ф Л У К Т У И Р У Ю Щ И Х С И Г Н А Л О В

'Теория'оценок параметров

сигналов-,

рассматриваемых

в ко-

• печно-мерИых 'Пространствах,

опирается'

на многомерные

плотно-

•сти распределения вероятностей. При переходе от n-мерного про- •странствз .Счётно-мер ному и далее к континуальному привычные

«свойства'плотностей вероятностен в значительной степени видоиз­

меняются.

В

частности, требование нормировки

вероятностной

меры уже

в

гильбертовом пространстве приводит

к появлению у

М1их сингулярных

свойств. Д л я

ликвидации

сингулярного

множите­

ли -тз работе[52]

предложено

использовать

функцию

отношения

Правдоподобия .С другой стороны, в работе [10] показано, что ло-

'РарГгфтйИческа'я производная от функции правдоподобия имеет ко­ нечную величину, которая позволяет сделать необходимые стати­

стические 'выводы,

докажем эквивалентность

обоих

приемов.

'•Рассмотрим, йрежде всего, случай,

когда

измеряемый

пара­

метр X кодируется

только

в среднем значении

принимаемых

.коле­

баний, 'а корреляционная

функция их

от параметра

не зависит

"ФунЙшЬнал плотности распределения вероятностей реализации

'йЙеет вид

во

98

* - [ y t < 0 - s ( t , \ j l c l t d t \

0.2)

H.-»- oo

 

R u - корреляционная матрица порядка.

 

Поскольку k в данном случае не зазнсчт от параметра

Я, д л я

логарифмической производной получим выражение

••

Точно такое же выражение получтгм и при дифференцировании функции отношения правдоподобия. (2.2). Таким образом, можно утверждать, что если параметр кодируется в среднем значении принимаемых колебаний, то использование соотношений (2.2) и (4.2) приводит * одному результату.

Пусть~теперТ"иэмеряомый параметр"влияет на вид корреляцией-,

пой функции, по не содержится в среднем значении, которое

в д а н - '

ном

случае без

потери

общности

можно

положить

равным

нулю.

 

В выражении (4.2)

величина к

теперь

зависит

от А.. В

работе

(10]

доказано,

о шако,

что

 

 

 

 

При этом

'

О 0 •

Воспользуемся теперь соотношением дли функций отношения правдоподобия при i(t, Л) «=0, U обозначениях данного параграфа ' оно имеет вид

о

т т

Соседние файлы в папке книги из ГПНТБ