Процес енергетичного виявлення радіосигналів

Процес енергетичного виявлення радіосигналів, який ґрунтується на перевірці статистичних гіпотез за критерієм мінімуму середнього ризику, який відрізняється тим, що замість відношення правдоподібності використовується енергетичне відношення правдоподібності, яке ґрунтується на законі збереження енергії і байєсівському підході максимального використання апріорних даних і полягає у визначенні відношення плинних оцінок енергії суміші радіосигналу і шуму на інтервалі 3 57216 На фіг. 4 приведений графік залежності порогу прийняття рішення про виявлення сигналу від цілі W L0  c за критерієм Неймана-Пірсона для Wш Wсш max 0T 0  i Wш  L0 , 0   i 2 де Wсш  0 K  yi  m ti 2 - оцінка дисперсії не i0 роздільної суми амплітуд сигналу + шуму на інтервалі рівному тривалості радіосигналу, що еквівалентна оцінці її енергії; K - загальна кількість дискретних вимірів на інтервалі статистичного аналізу ; K  1 K 2 2 Wш    ni  m ti1   ni  m t j2   M i0  0 j0   оцінка усередненого значення дисперсії амплітуд вхідної реалізації шуму на M інтервалах рівних тривалості радіосигналу, яка еквівалентна оцінці її усередненої енергії. Поріг прийняття рішення про виявлення радіосигналу L 0 визначається за критерієм НейманаПірсона з виразу умовної ймовірності хибної тривоги. Для моделі 2-розподілу квадратів амплітуд оцифрованих шумових вибірок n умовна ймовірність хибних тривог має вигляд: y   2 n 1  2 e 2 F   y       L0   2 dy . Технічний результат, який може бути отриманий при здійсненні корисної моделі, полягає у тому, що на основі здійснення вимірювань енергетичного відношення правдоподібності сигналу + шуму/шуму на інтервалі існування корисного сигналу при використанні критерію Неймана-Пірсона, виявляються слабкі за енергетикою радіосигнали, що дозволяє виконувати існуючі завдання виявлення радіосигналів з меншими енергетичними затратами. На фіг. 1 приведена загальна схема процесу оптимального виявлення радіосигналів на основі перевірки статистичних гіпотез за критерієм мінімуму середнього ризику з використанням енергетичного відношення правдоподібності. На фіг. 2 приведений графік залежності умовної ймовірності правильного виявлення детермінованих радіосигналів D при співпаданні інтервалу аналізу з інтервалом положення радіосигналу для F  106 ;108;1010 від амплітудного відношення сигнал/шум відомого способу виявлення q 4 2Wc при тривалості сигналу рівному n вибіWш рок і отримані із імітаційної аналого-цифрової моделі статистичним шляхом для несучої частоти F  2  108 Гц і частоті оцифровування fц  2  109 Гц. На фіг. 3 приведений графік залежності умовної ймовірності правильного виявлення радіосигналів D при співпаданні інтервалу аналізу з половиною інтервалу положення радіосигналу для F  106 ;108 ;1010 від амплітудного відношення сигнал/шум. моделі 2-розподілу квадратів амплітуд оцифрованих шумових вибірок в залежності від числа вибірок n для значень умовних ймовірностей хибних тривог F  104;106;108;1010 . На фіг. 5 приведений графік залежності відношення максимальної дальності виявлення цілі за енергетичним критерієм до дальності виявлення за відомим методом виявлення від відношення сигнал/шум q. Сутність запропонованого процесу енергетичного виявлення радіосигналів полягає у розбиванні періоду слідування радіосигналів T на інтервали часу рівні тривалості очікуваного сигналу  і вимірюванні енергії суміші сигналу і шуму на кожному з них. Отримані значення енергій становлять джерело для визначення послідовності енергетичних відношень правдоподібності. Енергетичні відношення правдоподібності перших інтервалів аналізу визначаються як відношення оцінки енергії плинного інтервалу аналізу до усередненої енергії шуму за попередні періоди слідування зондуючих сигналів, а наступні - як відношення плинної енергії до усередненої енергії (і-2) інтервалу аналізу. При цьому процес енергетичного виявлення дозволяє прийняти рішення про квазиоптимальний прийом за енергетикою на основі аналізу пропорції енергій сигналу в двох інтервалах аналізу, зрушити інтервал аналізу на час пропорційний відношенню енергії сигналу першого інтервалу аналізу до суми енергій першого та другого інтервалів аналізу. Положення сигналу квазиоптимальне в енергетичному відношенні сигнал + шум/шум визначається виразом початку цього інтервалу аналізу W  Wш1  , tц  tк  1 W де W  W1  Wш1  W2  Wш2  - енергія сигналу при оптимальному енергетичному виявленні; W1  Wш1, W2  Wш2  - енергії сигналу у першому і другому інтервалах аналізу, що перекривають інтервал положення радіосигналу; tк - положення центру двох сусідніх інтервалів аналізу, що перевищили поріг виявлення; Wi - значення енергії суміші сигналу і шуму в іму інтервалі аналізу. Заключне прийняття рішення про оптимальне енергетичне виявлення здійснюється шляхом пошуку максимального значення енергетичного відношення правдоподібності при послідовній зміні інтервалу аналізу на крок в діапазоні  t пропорційному діапазону можливих флуктуацій усереднених енергій внутрішнього шуму приймача: W  Wш1 )  t . tц  ( tк  1 W При використанні енергетичного критерію виграш в дальності виявлення цілей пропорційний відношенню коефіцієнтів розрізнення при відомо 5 му способі виявлення    Wmin / N0 і запропонованому E   E Wmin / N0 (фіг. 5): rE 4 q2  , rA 2s q2 N0 - мінімальна енергія сигналу 2 для забезпечення заданих показників якості виявлення сигналу при відомому способі виявлення; rE , rA - дальності при енергетичному і відомо де Wmin  му способах виявлення; q - відношення сигнал/шум відомого способу виявлення, при якому забезпечуються задані показники якості виявлення радіосигналу - умовна ймовірність правильного виявлення 57216 6 P  0,5; F  104 для релєївської моделі амплітудних флуктуацій; N0 - спектральна щільність потужності шуму; E Wmin  sN0 - мінімальна енергія сигналу при використанні енергетичного критерію виявлення, s=0,2...1. Процес реалізується за допомогою засобу енергетичного виявлення радіосигналів (фіг. 1). Джерела інформації: 1. Радиоэлектронные системы: основы построения и теория. Справочник / Под ред. Я. Д. Ширмана. - М.: ЗАО «МАКВИС», 1998. - С. 344-361. 7 57216 8 9 Комп’ютерна верстка В. Мацело 57216 Підписне 10 Тираж 23 прим. Міністерство освіти і науки України Державний департамент інтелектуальної власності, вул. Урицького, 45, м. Київ, МСП, 03680, Україна ДП “Український інститут промислової власності”, вул. Глазунова, 1, м. Київ – 42, 01601