Teoria_i_tekhnika_obrabotki_radiolokatsi onnoy_informatsii_na_fone_pomekh (1021138), страница 48
Текст из файла (страница 48)
Одна из возможных схем корреляционного неоледяи(его многокинального измерителя параметра т = т, — т, приведена на рис. 15.11. Она содержит М корреляторов вида рис. 15.9, а или б. На входы корреляторов поступают колебания, задержанные в линии постоянной заДеРжки Уп, (1) и в многоотвоДной линии Упг (1). В качестве линии постоянной задержки может использоваться линия связи. Многоотводная линия рассчитана на задержку 2тн,„с. Шаг изменения задержки колебаний между отводами согласуется с мерой разрешающей -~~г р 52 ао -5О7 а 5О7 Е1 Рис. 15.10 ~егж! Рис. 15,11 245 способности по разности временных запаздываний (протяженностью пика автокорреляционной функции ж 1/П). Минимальное число отводов линии задержки М ж 2т,„, П = 2БП/с. Разность запаздываний грубо оценивается по номеру канала с максимальной амплитудой выходного напряжения. Для повышения точности оценивания могут сопоставляться выходные напряжения трех и более корреляционных каналов.
В дискриминаторе разности временных запаздываний т оценивается производная логарифма отношения правдоподобия по т. Возможная схема дискриминатора содержит два коррелятора, формирующих напряжения 1Х (т — т,~Ли/2)~, подаваемые на устройство вычитания. На первые входы обоих корреляторов поступает напряжение первого канала приема через линию постоянной задержки на время т,. На вторые входы поступают напряжения второго канала, задержанные в переменной линии задержки на т 1- Ла/2 по сравнению с первым коррелятором. Величина т изменяется от Ла/2 до т, + Ла/2, где т, — максимум абсолютного значения разности временных запаздываний.
Выходной эффект дискриминатора формируется на выходе устройства вычитания. В схеме рнс. 15.12 т,=О. Потенциальная точность измерения т рассчитывается в предположении достаточно длительного интегрирования, оправдывающего использование метода максимума правдоподобия. Согласно (13.28) и (91) она определяется выражением 1/о,' ж — д'( Х (т) (/дт'),; (Т/й/о) (1+ й~ + йт) ')Гйг йз (15 92) Для прямоугольного энергетического спектра сигнала в силу (90) ~ Х(т) ~ ж 2)ГУ„У„!гйп ЬП(т — т)]/п(т — т) ). (15.93) Заменяя в (93) з(их/х ж 1 — хт/6 (! х~ ((1), получим а' = 3 (1 + й~ + й )/2пиП Тй~й (15.94) Согласно равд. 15.1 выражение (94), полученное для некогерентного случая, должно совпасть при значениях й, =й, = й )) 1 с выражением дисперсии ошибки регулярного измерения разности запаздываний когерентных сигналов одинаковой энергии Э = М,ПТ на фоне белых шумов одинаковой спектральной плотности Л',.
Эта дис- Рис. 15.12 персия о,' = 2 /уь Пэф, где уць = 23//т' 2/гПТ Пэф = лЧР/3. Для когерентного случая поэтому о', = 3/и'П'Т/т, что при й = /т, = = /т, )) 1 действительно совпадает с (94). Повышение точности измерений с помощью некогерентных сигналов возможно и при Ь, < 1, /г, ( 1 за счет увеличения произведения П'Т. Для этого варианта измерений требуется увеличивать произведение ПТ, чтобы обеспечить отчетливое выделение корреляционного выброса сигнала на фоне шумовой дорожки (пунктир на рнс. 15.10, в, г), устранить тем самым аномалию — пороговый эффект измерения, а значит оправдать использование (94). И.Ф.
Пример измерителя угловой скорости перемещения источника быстрофлюктуирующего сигнала Фазометрические устройства (равд. 14.10 — 14.11) наряду с угловыми координатами могут измерять их производные — угловые скорости источников излучения. В отличие от угловых координат последние однозначно оцениваются при увеличении размеров баз, проводимом для повышения точности измерения. Дальнейшее повышение точности реализуют, увеличивая время наблюдения. Ограничивающую роль приобретают в связи с этим флюктуационные эффекты.
Вектор ожидаемого сигнала [[ехр [/([[ — и~/2)1 [[ (15.95) Здесь Х (а) — оценочная взаимная корреляционная функция и+т Х(«)= — ~ 1'п1(/)Уйг(/)е /"'с[/, (15.97) Т и зависящая в отличие от (90) от частотного а, а не от временного сдвига принимаемых колебаний. Принятые в пунктах приема колебания, как и ранее, перемножаются после нх выделения в полосе флюктуаций П, задержки однако не выравниваются.
Биения выделенных колебаний расфильтровываются по полосовым фильтрам, настроенным на различные частоты, или поступают на следящий измеритель с частотным дискриминатором. По условию д[Х (а) [/да = О, а = а те- 24Т зависит от производной а разности фаз колебаний, принимаемых в двух пунктах приема. Здесь р — постоянная во времени случайная разность фаз в этих пунктах, Хе — комплексная амплитуда колебаний, В (/) — общий флюктуационный множитель. Разность временных запаздываний до точек приема считается много меньшей ИП, время наблюдения — много большим 1/П, где П вЂ” полоса частот флюктуаций. По аналогии с (91) 1п/ж(Т/й/,)(1-[-й,-[-й,) ')//г,/~ /Х(а)[+сонэ[. (15.96) кушая оценка определяется частотной настройкой контура с максимальной амплитудой выходного напряжения или нулевым рассогласованием частотного дискриминатора.
Дифференцируя по времени разность хода а( = 2пБ з!п д(А, где Б — размер базы, найдем оценку угловой скорости цели в плоскости базы: дб(д( = аХ(2пБ соз Ь. (15.98) Точность измерения этой угловой скорости при Й, )) 1, й, )) 1 для экспоненциальной (в отличие от (94)) функции корреляции флюктуаций определяется согласно (33), (60), (98). Точность возрастает с увеличением времени накопления Т, размера базы Б, а также с приближением цели к линии базы. Она уменьшается с увеличением полосы флюктуаций П и длины волны З,. Дисперсия ошибки пропорциональна отношениям П(Т и Аг(Б'.
Измерение угловой скорости цели в плоскости базы может использоваться как косвенное (см. равд. 16.7) при оценивании других скоростей, координат и т. д. Литература: (11, 46, 47, 51, 54, 55). 16. ОПТИМАЛЬНОЕ ИЗМЕРЕНИЕ ПАРАМЕТРОВ, ДИСКРЕТНО ИЗМЕНЯЮЩИХСЯ ВО ВРЕМЕНИ. ОСОБЕННОСТИ КОСВЕННОГО ИЗМЕРЕНИЯ 16Л. Модели изменения во времени параметров сигналов Обрабатывая полученные в различные моменты времени данные, принимают гипотезы о характере изменения векторных параметров за время измерения — модели изменения парамгтров. Простейшей является гипотеза постоянства параметра. Если гипотеза оправдывается, то вновь поступающие данные снижают флюктуационные ошибки, если не оправдывается, возникают динамические ошибки (см.
также равд. 17.6). Это определяет важную роль выбора моделей, их соответствия реальным условиям измерений. При выборе учитывают по крайней мере два фактора: — степень регулярности и случайности движения цели; — характер взаимосвязи параметров ее траектории. Различают модели с постоянной и переменной структурой. Пе. ремену структуры модели связывают с выявлением факта непредусмотренного маневра цели, изменения положения рулей или включения двигателей. Однако и в моделях с постоянной структурой часто предусматривают элементы случайного движения, вводя источники случайных чисел или функций.
Модели с постоянной структурой учнтйвают после этого маневр цели, хотя и менее точно, чем модели с переменной структурой. Будучи универсальнее, а обычно и проще моделей с переменной структурой, эти модели приводят ксравнительно простым и практиче- 24В ски важным алгоритмам обработки. Они же служат основой выявления перемены структуры, например обнаружения начала или конца регулярного маневра (идентификации изменения параметров модели).
Именно моделям с постоянной структурой уделяется основное внимание. 16.2. Гауссовско-марковская модель дискретного изменения параметра Марковскими называют модели, которые можно охарактеризовать вероятностными характеристиками изменения дискретного векторного параметра за каждый шаг, в частности, условными плотностями вероятности р (ад+д ~ ад), где й — номера шагов. При гауссовских законах распределения Параметра эти модели называют гауссовско-марковскими. Характерным примером гауссовско-марковской модели является при определенном условии модель ид+д = Ьд (сед) + 1дд (1б.1) Схематически она представлена на рис. 16.1.
Один из элементов модели производит неслучайное преобразование Ьд(ид) предыдущего значения векторного параметра а, являющееся в общем случае не- стационарным и нелинейным. Чтобы учесть возможность случайного текущего маневра цели, введен датчик случайных многомерных величин 1дд, РаспРеделенных по гаУссовскомУ законУ с нУлевым математическим ожиданием М(р„) = О.
Для получения значения параметра ад+, эти числа суммируются с преобразованной величиной Ьд (ад). Поскольку преобразующий элемент и сумматор считаются безынерционными, предусмотрен элемент задержки формируемого векторного параметра на один такт. Значения рд для различных й статистически независимы, поэтому каждое значение ад 4., зависит только от предыдущего значения ид, а последовательность векторных значений ад (й = 1, 2, ...) является марковской.,Чтобы она была гауссовско-марковской, достаточно линеаризировать функции Ьд (ад) в пределах случайных изменений параметра ад. Модель отражает возможную взаимосвязь изменений скалярных состав- ее ляюи(их вектора параметров а при маневре.
![](https://s.studizba.com/z.php?f=/templates/si/i/noavatar.png&w=100&h=100&t=1"){kind=avatar}
