книги из ГПНТБ / Константинов П.А. Авиационная радиосвязь
.pdfГЛАВА IV
ИДЕАЛЬНЫЕ ДИСКРЕТНЫЕ СИСТЕМЫ РАДИОСВЯЗИ
§1. ПОНЯТИЕ ИДЕАЛЬНОЙ СИСТЕМЫ СВЯЗИ
Впредыдущей главе при анализе помехоустойчивости раз личных систем связи приемные устройства в каждой системе предполагались заданными, а именно такими, какие используют ся на практике. Следовательно, в предыдущей главе речь шла
о системах связи с реальными приемными устройствами, т. е.
ореальных системах связи.
Вданной главе заданными считаются сигналы, и примени тельно к ним определяются схемы оптимальных приемных уст ройств. Анализ различных систем связи сводится к сравнению
их помехоустойчивости при найденных оптимальных приемных устройствах. Другими словами, в данном случае речь будет идти о помехоустойчивости идеальных систем связи.
Понятия оптимального приемного устройства и идеальной си стемы связи требуют уточнения. Прежде чем заняться этим уточ нением, приведем некоторые сведения из теории обнаружения, необходимые для дальнейшего.
Сигналы, передаваемые по каналам радиосвязи, являются функциями времени и в общем случае зависят от нескольких параметров. Так, сигнал
и (t) = Uтcos (wt — tfl)
зависит от трех параметров: Um, ®. Импульсные сигналы, кро ме того, зависят от длительности импульсов, от частоты их сле дования и т. д. Сигнал, зависящий от пг параметров X,, Х2, .. ., Хт, будем обозначать n(t, X,, Х2. . . , Хт ).
Вряде случаев интересующая нас информация содержится
водном параметре. Сигнал, зависящий от одного параметра, обозначается так: u(t. X).
Вреальных условиях на вход приемника поступает сумма сигнала и (t, X) и помехи п (t):
x{t) = и (t, X) + п (t).
В дальнейшем предполагается, что помеха представляет нор мальный белый шум, т. е. шум с постоянной спектральной плот ностью.
130
Параметр ^, вообще говоря, может принимать несколько
различных значений Х],Х2,.., и соответственно этому реализации сигнала будут: и (t, X,), alt, Х2) ..... и т. д.
Статистика сигнала в той или иной мере бывает известна наблюдателю. Например, наблюдателю заранее известно, что в системе с амплитудной манипуляцией параметр X, характери зующий значение амплитуды, может принимать два различных
значения. |
В этом |
случае |
|
|
|
|
|
|
|
ux(t) = u(t, |
Xj) = |
Х, и (t) = |
Umcos |
|
|||
|
|
u2[t) = |
u(t, |
Х2) = |
Х2 и(*) = |
0, |
(4.1) |
|
т. е. Xj= 1, |
Х2 = 0. |
Наблюдателю |
известны |
также |
вероятности |
|||
того или другого |
значения параметра |
X, соответствующие по |
||||||
сылкам нажатия или отжатая. |
|
|
|
|
|
Вероятности, характеризующие статистику сигнала до прове дения эксперимента, называются доопытными, априорными. Ве
роятности, характеризующие статистику сигнала после проведе ния эксперимента, называются апостериорными. В соответствии с этим определением через Р(Х) обозначим априорную вероят ность того или иного значения параметра X, Р(к/х) — апостериор
ную вероятность того или иного значения параметра X |
после |
|
принятия реализации суммарного колебания х (t). |
|
|
На основании теоремы умножения вероятностей имеем |
||
P(x )P{ljx) = P().)P(x/l), |
|
|
или |
|
(4.2) |
Р(Х/х) = СР(Х)Р(л/Х), |
||
где обозначено С — |
------ . |
|
|
Р(х) |
|
Значение коэффициента С определяется из условия нормировки
j Р (Х/х) d l = I,
| Р (Х )Р (х /Х )л '
Величина коэффициента С не зависит от параметра X. Условная вероятность Р(х/Х) зависит от параметра X. Она
может быть вычислена, если известны характер шума и способ комбинирования сигнала и шума, т. е. условия эксперимента. Рассматриваемая как функция параметра X условная вероят ность Р(х;Х) называется функцией правдоподобия и обозначает
ся L (X). При данной реализации |
х (t) величина |
Р(х/Х) |
будет |
различна в Зависимости от значения параметра X. |
Она |
показы |
|
вает, насколько одно возможное |
значение параметра |
правдо |
подобнее другого. Наиболее правдоподобному значению пара метра X соответствует максимум функции правдоподобия.
■9* ■ |
131 |
Принимая в,о внимание обозначение функции правдоподобия, выражение (4.2) можно переписать следующим образом:
Р (X/jc) = СР (X) L (X), |
(4.3) |
причем
1_______
P(X)I(X)dX
Соотношения (4.2) и (4.3) известны как теорема Байеса. Эта теорема показывает, каким образом при данной реализации из априорного знания и результатов анализа принятой реализации строится апостериорное знание.
Значения, которые может принимать параметр X, определя ются системой связи. В дальнейшем будут рассматриваться си стемы связи с двумя дискретными значениями сигнала. Двум значениям сигнала соответствуют два значения параметра X. Такое ограничение является существенным, но в него укладыва ются основные системы с амплитудной, частотной и фазовой ма
нипуляцией, система обнаружения |
радиолокационных сигна |
лов и т. п. |
имеет вид: |
Для таких систем выражение (4.3) |
РQ^ilx ) — CP (X,) L (Xj),
р(Xa/jc) = CP (Х2) L (X,).
Так как Р (Xj/л-) + Р (к21х) = 1,
то |
С = |
------------------- ^------------------ |
. • |
|
|
P(X1 )I(Xi) + |
P(X2)L(X2) |
В рассматриваемых системах связи задача наблюдателя со стоит в том, чтобы по принятому колебанию оптимальным об разом решить, какое из двух значений U\(t), u2{t) имеет сигнал. При этом суммарная вероятность ошибки равна
Р = |
р { и 1) Р { щ } и ц ) + |
Р ( щ ) Р ( щ \ и г) л |
|
(3.12) |
||||
где Р (ui), Р (и2) |
— |
априорные |
вероятности сигналов ии и2 |
|||||
Р (и21щ) — |
соответственно; |
|
того, |
что |
при по |
|||
условная |
вероятность |
|||||||
|
|
сланном |
сигнале |
«1 |
будет |
зарегистриро |
||
Р (щ/и2) — |
ван сигнал и2; |
|
того, |
что |
при по |
|||
условная |
вероятность |
|||||||
|
|
сланном сигнале и2 будет зарегистрирован |
||||||
|
|
сигнал « 1. |
|
критерии |
оптималыного |
|||
Можно сформулировать различные |
приема. Применительно к радиосвязи оптимальным приемником обычно называется такой приемник, который обеспечивает ми нимум суммарной вероятности ошибки. Этот критерий называет
1 3 2
ся критерием идеального наблюдателя. Соответствующий дан ному критерию приемник называется идеальным приемником. Идеальный приемник сравнивает апостериорные вероятности двух различных значений параметра X и на основе сравнения принимает решение. Он регистрирует то значение сигнала, для которого апостериорная вероятность'оказывается большей.
Заметим, что сравнение апостериорных вероятностей с целью принятия окончательного решения не увеличивает информации о сигнале. Можно вообще ограничиться выделением апостериор ных вероятностей на выходе приемного устройства. Соответст вующий этому критерий оптимального приема, а также другие
критерии, рассмотрены в работах [1], [2], |
[3], (4], [5]. |
|
|||
В данном случае |
для |
анализа помехоустойчивости систем |
|||
связи используется критерий идеального |
наблюдателя, поэтому |
||||
другие критерии |
оптимального приема |
здесь не |
рассматри |
||
ваются. |
|
|
|
|
|
Из выражения (4.2) и (4.3) видно, что отношение апосте |
|||||
риорных вероятностей равно |
|
|
|
||
Р(Х,/л) |
" |
Р(Х,)р (*/>,) |
Р (Xt) L (X,) |
|
|
Я (Х2/х) |
|
Я(Х2)Я(х/Х3) |
Р (Х2) L (Х2) |
’ |
|
г д е Xlt Х2— два возможных |
значения параметра X. Идеальный |
приемник должен регистрировать то значение сигнала, которому соответствует наибольшая апостериорная вероятность. Это зна чит, что идеальный приемник должен регистрировать сигнал щ, если
P |
W |
> _Я (Х £ _ |
(4.5) |
||
P W h ) ' |
P(h) |
||||
’ |
|||||
или |
L(h) |
у |
Р { ч 2) |
|
|
|
(4.6) |
||||
|
L{\) |
" |
P{ih) |
||
|
' |
||||
и сигнал и-2 в противном случае. |
Отношение функций правдо |
||||
подобия в дальнейшем |
будем |
называть отношением правдо |
|||
подобия. |
|
|
|
|
Критерий идеального наблюдателя, выраженный условиями (4.5), (4.6), здесь-введен без доказательства. Но можно доказать строго [3], [4], что приемник, регистрирующий сигнал и{ при вы полнении условий (4.5), (4.6) и сигнал «о в противном случае, обеспечивает минимум суммарной вероятности ошибки, т. е. действительно является идеальным.
В теории обнаружения доказывается [6], что при белом шуме
функция |
правдоподобия |
может быть |
выражена |
следующим |
образом |
(см. также приложение 4.1): |
|
|
|
|
|
т |
|
|
|
|
- - j j - ^[дг(0‘— « (Л |
, |
(4.7) |
|
L ( k ) = k e |
° ‘° |
133
где Nq — физически измеряемая спектральная плотность шума, т. е. средняя мощность шума на единицу полосы частот;
к— неопределенный коэффициент;
Т— время наблюдения.
Как и ранее, будем считать, что в системах связи ашриорные вероятности обоих значений сигнала одинаковы, т. е.
Р (и2) = Р («,) = 0,5.
Тогда условие (4.6) можно переписать так:
|
[.г (0 - |
и (Л Х,)р dt |
A M |
е |
(4.8) |
L(h) |
|
|
Введенные здесь понятия ниже используются для анализа поме хоустойчивости систем радиосвязи.
§ 2 . АМПЛИТУДНАЯ МАНИПУЛЯЦИЯ
Полностью известный сигнал
В такой системе связи сигнал и (t) является полностью де терминированной функцией с известными амплитудой, частотой и фазой. Два различных значения сигнала определяются соот
ношением (4.1), параметр Сможет иметь два значения: |
= 1, |
|||||||
Х2 = 0 . |
|
|
|
|
|
|
|
|
Задача обнаружения состоит в том, чтобы определить, какой |
||||||||
из двух возможных сигналов |
присутствует в течение данного |
|||||||
интервала наблюдения. |
|
|
|
|
если |
|
||
Приемник будет регистрировать сигнал |
|
|||||||
|
|
L ( \ ) |
|
L { \ ) > |
j |
|
|
|
|
|
I(Xa) |
|
L(Q) ' |
’ |
|
|
|
и «2 (t) |
в противном случае. |
Поскольку |
второе значение сиг |
|||||
нала и2 |
(t) = 0, из (4.8) имеемт |
|
|
|
||||
|
|
|
|
[ |
\ x (f) - a (t )Y |
dt |
|
|
|
|
9 |
No J |
|
|
|
|
|
|
L { \ ) |
|
■0 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
L(0) |
|
|
------ L |
l x » It) dt |
|
|
|
|
|
|
e |
N0 J |
|
|
|
|
|
|
t |
|
0 |
|
|
|
|
|
|
|
|
т |
|
|
||
|
—— |
Г x (/). и (0d t -------— 1 |
«• (0dt |
|
||||
|
No |
J |
|
|
No J |
|
> 1 . |
(4.9) |
|
= e |
0 |
|
|
0 |
|
134
Но
и~ (t) dt = E0
есть энергия сигнала за время наблюдения Т, поэтому условие (4.9) для отношения правдоподобия может быть переписано так:
т
{t) “ ('> ш |
_£о_ |
|
е ° 0 |
. |
(4.10) |
Неравенство (4.10) эквивалентно следующему условию:
г |
|
|
f |
X{t)u{t)dt > А = / 1о. |
(4.11) |
А^о J |
Л^0 |
|
о |
|
|
Если оно выполнено, приемник регистрирует посылку (первое значение сигнала), если нет — паузу.
Р и с . |
4 .1 . Б л ок -схем а идеального |
приемника |
при |
п ол н остью известном сигнале с |
ам п л и туд |
|
ной манипуляцией |
|
Соотношение (4.11) дает возможность построить блок-схему идеального приемника, предназначенного для приема амплитуд- но-манипулировавных сигналов с известной фазой. Из формулы (4.11) видно, что основной операцией, которую должен выпол нять идеальный приемник, является получение взаимной корре ляционной функции между принятой реализацией х (t) и сигна лом и (t). Это означает, что схема идеального приемника со стоит (рис. 4.1) из когерентного (синхронного и синфазного) гетеродина, воспроизводящего в приемнике сигнал и (t), пере множающего устройства, интегратора, осуществляющего инте грирование принятой реализации с весом и (t) в интервале вре мени наблюдения (0, Т), и порогового устройства, которое осу ществляет сравнение проинтегрированного эффекта с порогом
— Ео_
1 3 5
Легко показать, что идеальный приемник, работающий по правилу (4.11), эквивалентен приемнику с согласованным фильтром. Как известно, согласованным фильтром называется оптимальный фильтр, обеспечивающий наибольшее значение от ношения сигнала к помехе в момент времени to при условии, что помехой является белый шум. Частотная характеристика согла сованного фильтра определяется следующим выражением
[6], [7]:
К (ш) |
S* (со) |
, |
(4.12) |
где |
|5(о>) | |
|
(4.13) |
S*(o>) = |
|
есть функция, комплексно сопряженная с комплексным спект ром сигнала
5(а)) = |5(ш)|вЛ(») . |
(4.14) |
Сигнал и (t) и его комплексный спектр связаны преобразова ниями Фурье
оо
5(ш) = |
j e - ^ ‘ u(t)dt, |
(4.15) |
_ |
* |
|
|
оо |
|
|
|
(4.16) |
|
— CV1 |
|
Из (4.13), (4.14), (4.15) и |
вещественности и {t) |
следует, что |
S*(«o) = 5 ( — ш). |
(4.17) |
Учитывая это, получаем, что импульсный отклик согласованного фильтра
оо |
оо |
|
e'wt К (<u)do) = |
е>'° |
S ( — <u)rfu). |
|
2т, |
|
Из последнего равенства и (4.16) |
следует, |
что импульсный от |
клик согласованного фильтра |
|
|
= |
|
(4.18) |
т. е. имеет форму сигнала, распространяющегося в обратную сторону от момента времени t0.
При поступлении на вход согласованного фильтра смеси сиг
нала и шума х (t) напряжение |
на |
выходе будет |
определяться |
интегралом Дюамеля |
|
|
|
v |
|
t> |
|
«вых( П = j* x{t)g{t' - t)dt |
= |
\ X (t) и (i — С + |
t0) dt. |
J36
В конце интервала наблюдения (t' = t0 — T) напряжение на выходе равно
т
«вых(П = J x(t)u(t) dt.
6
Таким образом, действительно напряжение на выходе согласо ванного фильтра совпадает с. напряжением на выходе интегра тора идеального приемника.
Определим вероятность ошибки при идеальном приеме. Обо
значим |
|
т |
|
v = — Г x ( t ) u ( t ) d t . |
(4.19) |
N0 J |
|
о |
|
■Функция х (t) представляет собой либо белый шум с нормаль ным распределением, либо сумму сигнала и шума. В обоих случаях величина v, являющаяся результатом линейного преоб разования нормально распределенного случайного процесса х (t), также будет иметь нормальное распределение. Обозначим плотность вероятности этой величины Wo (о), когда х (t) = п (t),
и W|(о), когда х (0 = и ({) -\-n(t).
Как уже говорилось, в такой системе связи возможно два рода ошибок. Ошибки первого рода возникают, когда имеет место пауза, а величина v будет больше порога h0 и приемник зарегистрирует посылку. Ошибки второго рода возникает, когда имеет место посылка., а величина v будет меньше порога
h0 и приемник зарегистрирует |
паузу. Вероятности указанных |
|
ошибок соответственно рзвны |
|
|
р («,/«,) = |
f |
W2(v)dv\ |
|
Ло |
|
|
К |
|
Я(м2/и1) = |
]' |
W l (v) dv. |
Для нахождения суммарной вероятности ошибки найдем ха рактеристики нормально распределенной случайной величины v.
Предположим, что излучается второе значение сигнала и2 (t). Тогда х (t) = п ({). Среднее значение величины v равно*
|
т |
|
Шг) = < v > = |
Г < |
п (t ) > и (t) dt - О, |
No J |
|
|
Здесь и ниже косые скобки |
< |
> означают усреднение по ансамблю. |
137
а дисперсия равна |
|
|
|
|
|
2 _ < |
[ v - < г > > ]2> = 0 2> = |
||
|
тт |
|
|
|
Л/02 |
| | |
u{t,)u [h) < /г(Л)/г(^2) > |
dtx dt2= |
|
< |
|
|
|
|
тт |
ОО |
|
|
т |
|
|
|
||
~7 T~i ГГ |
u(ti) |
2) Nq° (^1 |
t2) dtxdt0= |
----- ( u * ( t ) d t , |
N°~ o4 |
|
|
' |
|
или окончательно |
2 _ |
2F |
|
|
|
|
|
||
|
|
^^0 |
|
( 4 . 2 0 )
При выполнении преобразований для нахождения дисперсии учтено, что
< n ( t l) n ( t 2) > = k ( i l - t a)=*^SLi(fl - t i)
есть корреляционная функция белого шума, и приняты во вни мание свойства дельта-функции:
о (^j |
t2) = |
1 |
0 |
t\ ф t2, |
|
|
I |
со |
t\ — t2; |
j |
8(f, ~ |
t 2) d t ^ 1; |
||
—00 |
|
|
|
|
b |
|
|
|
|
J f ( t 2) b { t , - t 2)dt2 = |
f { t ^ |
a < t x< b . |
||
a |
|
|
|
|
Аналогично могут быть найдены характеристики случайной величины v Для случая, когда излучается первое значение сиг нала (посылка). При этом х (/) = « (t) п (t), а среднее зна чение
т |
|
т |
тг = < v > — ----- [ < u { t ) + |
n ( t ) > u { t ) d t = — Г u?(t)dt, |
|
N0 J |
|
N0 J |
0 |
|
u |
то есть |
2F |
|
|
(4-21) |
|
m i = |
~ No - |
|
Дисперсия величины v будет равна |
|
|
at2 — < v 2 > — < v > 2. |
( 4 . 2 2 ) |
138
Найдем первое слагаемое в правой части последнего равенства:
|
тт |
|
|
|
< 4)2> “ |
^ | J < |
[я (*l) + и (*,)] [п (t2) + и(*2)] > и (/д) и {t2) X |
||
|
<г и |
|
|
|
|
|
тт |
|
|
'yidtl dt2= ^ ~ |
^ j* О (О я (г?2) > и(^) и(£2) dtx dt2-(- |
|
||
|
о |
о |
|
|
|
г г |
2Еп . 4£п |
|
|
+ |
No2 оио |
|
||
Л^о + |
Л/02 |
(4.23) |
Подставляя (4.21) и (4.23) в выражение для дисперсии (4.22), получим
_2 Е,0___а 2 |
• |
(4.24) |
|
К |
— а2 |
||
|
|
|
Имея xapaicrepiHCTHKiH величины и, можно написать выражения для плотностей вероятностей
|
|
|
1 |
|
г/3 |
|
|
||
|
W2(v) = |
|
|
|
|
|
|||
|
V2* |
|
|
|
|
||||
|
|
|
|
|
|
|
|||
|
|
|
|
t z |
M |
|
|
||
|
|
У'2^о |
е |
|
|
|
|
||
|
|
|
|
|
|
|
|||
Суммарная вероятность ошибки равна |
|
|
|
|
|||||
|
Я = у |
[P(uju2) + P(u2lux)\ = |
|
|
|||||
|
|
|
|
|
- |
_ \ |
лг„ |
||
2 |
о2 .) |
|
|
К2тс 02 |
J |
е |
к* |
dv |
|
|
|
|
|
|
|||||
|
Ло |
|
|
|
“ 00 |
|
v |
||
Производя |
замену переменных |
в первом |
интеграле |
||||||
— = t, а |
|||||||||
|
|
|
2Е0 ^ |
|
|
|
°2 |
||
|
|
|
|
|
|
|
|||
во втором интеграле |
|
ЛЛ |
= t, получим |
|
|
13&