Содержание к диссертации
Введение
ГЛАВА 1. Постановка задачи. антенная решётка 9
1.1. Антенная решётка 9
1.2. Модель наблюдаемых данных 11
ГЛАВА 2. Обзор алгоритмов совместного обнаружения и оценивания угловых координат сигналов 15
2.1. ESPRIT-алгоритм при трехэлементной АР 15
2.2. Методы с частотной селекцией 16
2.2.1 Энергетическое обнаружение 17
2.2.2. Обнаружение по собственным числам 18
2.2.3. Исследование методов обнаружения 19
2.2.4. Фазовый метод определения угловых координат 21
2.2.5. Метод MUSIC 24
2.2.6. Метод максимума правдоподобия 25
2.2.7. Исследование рассмотренных методов 27
2.2.8. Обобщение рассмотренных методов 29
2.3. Применение рассмотренных методов при широкой полосе наблюдаемых данных 31
ГЛАВА 3. Алгоритм совместного обнаружения и фазового определения угловых координат сигналов в широкой полосе одновременного обзора 35
3.1. Оценка уровня шума 37
3.1.1. Оценки для спектральной функции 37
3.1.2. Квантильная оценка для периодограммы Бартлетта 44
3.1.3. Квантильная оценка по цензурированной выборке отсчётов периодограммы Бартлетта 50
3.1.4. Оценка уровня небелого шума 56
3.2. Правило принятие решения о наличии составляющих более одного сигнала в частотном отсчёте 59
3.2.1. Правило для отсчёта спектральной функции 59
3.2.2. Правило для отсчёта спектрограммы 70
3.3. Правило принятия решения о наличии составляющих одного и того же сигнала в частотных отсчётах 77
3.4. Определение частотных интервалов сигналов и угловых координат источников 83
3.5. Выводы 90
ГЛАВА 4. Исследование макета обнаружителя-пеленгатора 93
4.1. Состав 93
4.2. Калибровка 94
4.3. Интерфейс 95
4.4. Точность пеленгования 97
4.5. Пеленгование сигналов с ППРЧ 102
4.6. Сканирование 107
4.7. Характеристики ПО
4.8. Практические рекомендации ПО
4.9. Выводы 112
Заключение 114
Использованные источники 116
Приложение 120
- Методы с частотной селекцией
- Правило принятие решения о наличии составляющих более одного сигнала в частотном отсчёте
- Калибровка
- Сканирование
Введение к работе
Задача радиомониторинга заключается в обнаружении сигналов от источников радиоизлучения (ИРИ) и определения несущих частот излучения и направления прихода электромагнитных волн: азимута и угла места. Оценка азимута позволяет определить азимут соответствующего ИРИ, а оценка угла места свидетельствует о дальности расположения ИРИ декаметрового диапазона.
К современным системам радиомониторинга предъявляется требование высокой скорости обзора частотного диапазона, для выполнения которого применяются широкополосные радиоприёмные устройства (РПУ) панорамного обзора [1,2] с полосой пропускания существенно превышающей ширину спектра обнаруживаемых сигналов.
Для обеспечения высокой скорости обзора частотного пространства также требуется применение реализуемых в масштабе реального времени алгоритмов совместного обнаружения и оценивания параметров сигналов от ИРИ, при которых обнаружение и определение угловых координат (УК) ИРИ производится на основе обработки одних и тех же принятых данных. Такие алгоритмы можно разработать с применением фазового метода пеленгации ИРИ.
При совмещении [3 - 6] процессов обнаружения и пеленгования в одном устройстве устраняется потребность синхронизации между традиционно используемыми [7] при радиомониторинге обнаружителем и пеленгатором [8], и сокращается количество аппаратных средств.
Для задач радиомониторинга характерна высокая степень априорной
неопределенности сигнально-помеховой обстановки, которая заключается:
в неизвестном числе сигналов от ИРИ и уровней принимаемых сигналов;
в неизвестном значении УК, частот излучения и ширины спектра соответствующих сигналов;
в возможном перекрытием спектров сигналов по частоте;
в возможном наличии сигналов от кратковременных ИРИ и сигналов с псевдослучайной перестройкой рабочей частоты (ППРЧ);
в неизвестном уровне шума;
в неизвестной загруженности полосы обзора (ЗПО).
Существующие алгоритмы [9 - 11] определения УК ИРИ в широкой полосе одновременного обзора разработаны при допущении об отсутствии перекрытия спектров сигналов, хотя в настоящее время это условие редко выполняется из-за сложной радиоэлектронной обстановки [1].
Алгоритмы, в которых процессы обнаружения и пеленгования разделены, не всегда позволяют получить достоверные оценки угловых координат и частот кратковременных ИРИ и сигналов с ППРЧ.
Поэтому для систем радиомониторинга, функционирующих в сложных условиях сигнально-помеховой обстановки, задача разработки алгоритма совместного обнаружения и пеленгования УК ИРИ при панорамном обзоре является актуальной. Решению данной задачи посвящена представленная работа.
Представленный в работе алгоритм предназначен для трехканального радиоприемного устройства, подключенного к трём антеннам.
Известно, что три антенны позволяют однозначно определить двумерные УК ИРИ, обеспечить мобильность и малое время развёртывания обнаружителя-пеленгатора.
Оценки УК ИРИ формируются фазовым методом [12], который не требует существенных вычислительных ресурсов при программной реализации, а оценки УК при трёхэлементной антенной решетке (АР) формируются в явном виде без процедуры численного поиска. Нетребовательность к вычислительным ресурсам особенно важна в, задаче панорамной обработки наблюдаемых данных в масштабе реального времени при одновременном обзоре в широкой полосе частот.
Цель представленной работы заключается в разработке и исследовании реализуемого в масштабе реального времени алгоритма совместного обнаружения и фазового оценивания УК ИРИ при одновременном обзоре в широкой полосе частот при сложной сигнально-помеховой обстановке для мобильного радиопеленгатора с трёхэлементной АР.
Для разделения присутствующих в полосе обзора сигналов ВП РПУ преобразуются в частотно-временную область.
Для достижения поставленной цели рассматриваются следующие задачи
разработка квантильной оценки уровня шума по цензурированной выборке отсчетов периодограммы Бартлетта (ПБ);
разработка оценки фазовых сдвигов несущей сигналов между элементами АР, позволяющей сформировать достоверные оценки УК ИРИ фазовым методом при перекрытии спектров сигналов;
разработка правила принятия решения о наличии составляющих более одного сигнала в частотном отсчёте спектрограмм, допускающее любую корреляцию составляющих различных сигналов, присутствующих в частотном отсчёте;
разработка правила принятия решения о наличии составляющих одного и того же сигнала в различных частотных отсчётах спектрограмм
Для решения поставленных задач применяются методы цифровой обработки сигналов, теории проверки статистических гипотез, линейной алгебры и статистической радиотехники.
Экспериментальные исследования выполнены методом статистического моделирования, имитационного моделирования и путём визуального анализа результатов обработки по разработанному алгоритму записей реальных сигналов. Проведены испытания макета обнаружителя-пеленгатора, функционирующего в соответствии с разработанным алгоритмом совместного обнаружения и фазового оценивания УК ИРИ.
Внедрение результатов работы осуществлено на ФГУП «НИИ «Вектор» (г. С-Петербург) в проводимых НИР, а также при модернизации изделий предприятия «Жасмин - 2М» и «Жасмин - СПВ».
Основные положения диссертационной работы представлялись и обсуждались на следующих конференциях и симпозиумах:
XIII международная научно-техническая конференция «Радиолокация, навигация, связь», Воронеж, 2007 г.;
научно-технические конференции профессорско-преподавательского состава СПбГЭТУ «ЛЭТИ», 2007, 2008 и 2009 г.;
научно-технические конференции СПбНТОРЭС, посвященные Дню радио, С-Петербург, 2008 и 2009 г.;
международные симпозиумы по электромагнитной совместимости и электромагнитной экологии, С-Петербург, 2007 и 2009 г.;
конференция «Научно-технические проблемы в промышленности», посвященная 100-летию ФГУП «НИИ «Вектор», С-Петербург, 2008 г.
По теме работы опубликовано 13 научных работ, из них 7 статей (6 статей опубликованы в изданиях, рекомендованных ВАК) и 6 публикаций в материалах конференций.
Диссертация состоит из введения, четырёх глав, заключения, списка литературы, включающего 51 наименование, и приложения. Основная часть работы изложена на 119 страницах машинописного текста. Приложение насчитывает 7 страниц. Работа содержит 88 рисунков и 8 таблиц.
В первой главе работы описана модель наблюдаемых данных, сформулирована постановка задачи и рассмотрена геометрия АР.
Вторая глава посвящена обзору наиболее распространённых методов обнаружения и определения УК ИРИ в широкой полосе одновременного обзора. Приведены результаты их исследования при трёхэлементной АР в случае перекрытия спектров сигналов.
Показано преимущество фазового метода определения УК по скорости вычислений, при одинаковой точности определения УК с рассмотренными методами в отсутствие перекрытия спектров сигналов.
Поставлена задача разработки правил, которые в составе разрабатываемого алгоритма позволят получить достоверные оценки УК фазовым методом в условиях сложной сигнально-помеховой -обстановки, в том числе при перекрытии спектров сигналов.
Третья глава посвящена разработке и исследованию правил принятия решения о наличии составляющей одного сигнала в 40, принятия решения о наличии составляющих одного и того же сигнала в двух 40, применения фазового метода при перекрытии спектров сигналов и оценки уровня шума по цензурированной выборке отсчётов БП.
В четвёртой главе описан макет обнаружителя-пеленгатора, функционирующий в реальном времени по разработанному алгоритму, приведены результаты его испытаний, пеленгования сигналов с ППРЧ, произведены оценки характеристик макета.
Заключение содержит итоги и сформулированы основные результаты, полученные в работе.
Методы с частотной селекцией
С целью разделения сигналов по частоте наблюдаемые данные (1.4) преобразуются в частотно-временную область (1.8), рис. 1.3. Алгоритм, реализующий данный подход представлен в [14,24]. Вследствие априорной неопределённости ширины частотных интервалов сигналов и для обеспечения высокой разрешающей способности по частоте, обнаружение и оценка УК производится в каждом частотном отсчёте (40). Для каждого 40 выдвинуты три гипотезы: НО,- - отсутствуют сигналы, Н17- - присутствует один сигнал, Н2г- присутствуют два и более сигналов. где: К - количество сигналов, составляющие которых присутствуют в /-ом частотном отсчёте спектрограммы. Л Л Решение о наличии сигналов Н1 Н2;-может быть произведено по правилу энергетического обнаружения, либо путём анализа собственных чисел корреляционной матрицы наблюдений рассматриваемого 40. Л Л Решение о наличии сигналов Hl-vH2,- в соответствии с правилом энергетического обнаружения в частотной области по критерию Неймана-Пирсона, если каналы приёма (ЭАР, фидеры и каналы РПУ) не идентичны производится после процедуры пространственного "выбеливания" [18]: л обнаружения, да - оценка дисперсии шума (см. далее п. 3.1.1) в ПБ Ba(i) а-го канала. есть Jj = J2 = 3 = ! , Ка =1, а = \...3 , то процедура пространственного "выбеливания" не требуется, а правило обнаружения упрощается, так как В(/) = В2 (/ )/ ! , где д - оценка дисперсии шума в суммарной по 1 3 каналам периодограмме В2 (/), В2 (/ ) = — Bfl(j). 3e=l Для каждого 40 формируется матрица нормированных к уровню шума наблюдений: Rg(i) = — Xg(i)(Xg(i)) , () - комплексное сопряжение. R O ) будет иметь следующее разложение по собственным числам: где собственные числа X (/) упорядочены по возрастанию. Тогда для / -го 40 количество л А-(і), превысивших порог обнаружения можно считать оценкой K(i) количества некоррелированных сигналов, присутствующих в данном 40 [25]. Для заданной вероятности ложной тревоги обнаружение по собственным числам сводится к следующему правилу оценивания количества присутствующих в 40 сигналов: где «д - порог обнаружения по собственным числам. К (і) = 0 соответствует НО,-, 2.2.3. Исследование методов обнаружения Зависимости порогов обнаружения а (см. (2.1)) и а (см. (2.3)) от заданной вероятности ложной тревоги рлтчо в одном 40 для Р = 20 (см. (1.6) - (1.8)) представлены на рис. 2.2. На рис. 2.3 показаны характеристики обнаружения по (10) и (12) для рлтчо = Л "N - вероятность иг , ю-4, ft,, HI, энергетического обнаружения по (2.1), Ґ л Л ні, V ) Рсч вероятность обнаружения по СЧ Зависимости, приведённые на рис. 6 получены статистическим моделированием 40 в соответствии с (1.7) и (1.8). Уровень шума полагался известным, 5j = S2 = S = д; каналы - идентичными, Ка =1, а = 1...3 . На рис. 2.4 показаны аналогичные характеристики обнаружения при не идентичных каналах, q k(i) #2 (0 3 k пРичем іЛЇЇ ЯоЛЇЇ и 1 к (ЇЇI Уък (ЇЇ ("отношения ОСШ" в каналах) - равномерно распределены на интервале (0.8... 1.2), что соответствует различию ОСШ в каналах до 20%. Энергетическое правило обнаружения проигрывает в пороговом ОСШ обнаружению по СЧ около 20%, т. е. 1 дБ (см. рис. 2.3 и 2.4). Не идентичность каналов (различия ОСШ) до 20% не ведёт к существенному на практике уменьшению порогового ОСШ по сравнению со случаем идентичных каналов (при фиксированном ОСШ на 1-ом канале - q k (0 = qk (0 У, различие составляет не более 5%, т. е. до 0.2 дБ. В случае НІ,- выносится максимально правдоподобная оценка фазовых сдвигов для данного /-го 40: где к - номер сигнала в наблюдаемых данных (см. (1.7)), составляющая которого присутствует в рассматриваемом ЧО; , - скалярное произведение. Из (1.3): Рассмотрим идентичные каналы. Скалярное произведение векторов наблюдения, соответствующих і-му ЧО: условии qk(i) »1/vP , которое выполняется для ОСШ выше порогового (см. п.2.2.3): где N(a, b) - комплексная случайная величина с нормальным законом распределения со срдним а и СКО Ь. где N(a,b) - вещественная случайная величина с нормальным законом распределения со средним а и СКО 6. Так как в формировании Ф2 к (0 и Ф3 . (/) участвует одна и та же реализация шума в первом канале (5, 10), то ФоДО и фз коРРелиРованные случайные величины (2.7) с коэффициентом корреляции 0.5, с СКО л л С учётом коррелированности оценок фазовых сдвигов ФтДО и з к оценим ошибку определения УК по (1.3). Для краткости записи опустим аргумент "(0"- Взяв полные дифференциалы выражений для Ф иФ в (1.5) и перейдя к конечным приращениям, получимгде Д0. и А(рк - ошибки в определении углов вк и срк (СКО ср . и 9 .); АФ2 к, АФ3 ошибки в определении разности фаз в (2.5). Если разности фаз определены по (2.4), то, с учётом (2.7): 2.2.6. Метод максимума правдоподобия Если количество сигналов в /-ом 40 - К(і), К(і) 2, то оценка их УК по критерию максимума правдоподобия является параметрами, максимизирующими функционал правдоподобия [21] где #() - след матрицы, I - единичная матрица, \/(/) - УК сигналов в данном 40, А = А(і/(0) - матрица комплексных откликов ЭАР, соответствующих УК \\r(i); Л л л л О О Рис. 2.7. Функционал правдоподобия при наличии одногоа(ф 1 W« 9 1 (0). в(ф 2(,) Qk2 (О)(см. (2.12)). Предполагаетсяканалов.
Количество сигналов К (Г) можно оценить по приращению значению максимума функционала правдоподобия (2.13) при изменении К(і) = 1 до К(і) = 2 [28]. На рис. 2.7 представлена зависимость функционала правдоподобия от УК для случая K(i) четырёх УК (ф О), &и(0»Ф 2 А2 ) не пРеДставляется возможным. Поэтому, на рис. 2.8. показана зависимость функционала (22) от рА1(0и Ф 1") ПРИ в (/) = 0Л1 (/) = 0 и функционалов соответствуют УК (рис. 2.7, 2.8). Исследования подтвердили, что при неизвестных 4 4і(0»б(0, 9 2 2О х мерные координаты максимума (2.13) соответствуют УК сигналов как в случае не коррелированных, так и для коррелированных сигналов. График (рис. 2.8) получен при Рис. 2.8. Функционал правдоподобия при наличии двух сигналов. К(І) = 2, ф. j (/ ) = 150, фодСО = 50 . полностью коррелированных сигналах, (Sj Л] (/), s k2(0) = exp(jz) s, (ОІІ ІІ ущСОІІ» z случайная величина, соответствующая разности фаз сигналов на 1-ом ЭАР. На рис. 2.9.а и б представлены зависимости точности оценки пеленга сигнала от ОСШ. Зависимости получены методом статистического моделирования ЧО (1.8), 9 (0 = 100, 0 (0 = 40. Линия 1 (сплошная) соответствует фазовому методу (14), 2 ("X") - методу MUSIC (2.12), 3 ("О") - методу максимума правдоподобия (2.13), 4 (пунктир) -потенциальной границе (1.2). Оценки УК для всех методов вьшосились на основе одних и тех же реализаций модели ЧО. Точность оценок рассчитывалась как среднеквадратическая ошибка (СКОш): Рис. 2.9. а. СКОш пеленгования различными методами при идентичных каналах где: Ne - количество реализаций модели, участвующих в формировании СКОш при данном ОСШ. На точность определения УК по рассмотренным (2.5, 2.12, 2.13) методам форма сигнала не влияет. Ne = 200. Рис. 2.9.а соответствует идентичным каналам, д = S2 = S = 5, Ка = 1, а = 1 ...3 ; рис. 2.9.6 - не идентичным, 3 =82 = 3 = Ki =1, К2=1.2, Кз=0.8. Уровень шума 8 полагался известным, Ка - не известными. Реализация методов максимума правдоподобия и MUSIC для определения УК в одном 40 требует существенных вычислительных ресурсов [20, 26, 28]. Бесспорным преимуществом фазового метода является отсутствие численного поиска, так что оценки УК выносятся в прямом виде. При высоких ОСШ точность методов MUSIC и МП ограничена точностью численного поиска максимума функционалов (2.12 и 2.13), которая при данном эксперименте составляла 0.25. При идентичных каналах точность определения УК одного сигнала по всем рассмотренным методам одинакова и совпадает с потенциальной границей [13,21,29] (см. рис. 2.9.а), при не идентичных каналах точность определения пеленга одного сигнала по (2.5, 2.12 и 2.13) не отличается для случая идентичных каналов (см. рис. 2.9.6). Выводы для точности определения угла места рассмотренными методами аналогичны.
Правило принятие решения о наличии составляющих более одного сигнала в частотном отсчёте
При наличии сигналов нескольких ИРИ в одном ЧО определение УК ИРИ фазовым методом не целесообразно, так как формируется только одна оценка УК, и данная оценка не соответствует (ошибка определения УК превышает шумовую) УК любого ИРИ, сигналы которых присутствуют в данном ЧО. Таким образом, для определения УК фазовым методом в частотной области требуется предварительная проверка наличия составляющих более одного сигнала в рассматриваемом ЧО, в целях исключения недостоверных оценок УК методами, не допускающими перекрытия спектров сигналов.
Оценки уровня шума, формируемые на основе анализа одной спектральной функции наблюдаемых данных, могут применяться при короткой длительности исходных данных. Наблюдаемыми данными являются ЧО спектральных функций выходных процессов ЭАР после квадратурной обработки. Так как спектрограмма xa(i,p) (1.6) является набором Рспектральных функций, исходными для формирования оценки уровня шума данными являются отсчёты спектрограммы (1.6), соответствующие одной спектральной функции ВП соответствующего канала;
Длительность исходных данных N т, т - интервал дискретизации. Для каждого /-го ЧО xai выдвинем следующие гипотезы: Н0/. - сигналы отсутствуют, Н1;- - присутствует только один сигнал, Н2/ - присутствуют два и более сигналов. где: ]ai = rja(i,p-const) - шумовые составляющие с нормальным распределением и СКО S,skl= sXJl(i,p = const) - к-ьш сигнал в / -ом 40 на первом ЭАС, К, - количество сигналов, присутствующих в /-ом 40, Ф21А, и Ф31А., - фазовые сдвиги для сигнала ski между вторым и первым и между третьим и первым ЭАС. Фазовые сдвиги связаны с УК ИРИ: где: d - расстояние между ЭАР в долях длины волны, срк1 и 9к1 - пеленг и угол места ИРИ к-то сигнала в /-ом 40. Обнаружение и оценка УК ИРИ Проверка гипотезы о наличии сигналов в /-ом 40 (Н,, vH2/) против гипотезы H0l производится по правилу энергетического обнаружения: где: а - порог обнаружения, выбирается по заданной вероятности ложной тревоги (в. л. Л Л Л т.), Но,;, Hi,, и Ш,, - решения в пользу гипотез Н0,, Н,, и Н2,. Характеристики обнаружения, 0.8 0.6 0.4 полученные методом статистического моделирования при случайных независимых сигналах с равномерной плотностью распределения фазы, пеленга и угла места, ё2 =1 представлены на рис. 3.27, 3.28 и 3.29. На рис. 3.27 показана вероятность Q 2 обнаружения одного сигнала (Hi,, v Н2,, HU/), на рис. 3.28 и 3.29 ЛИНИЯМИ уровня показаны риа 3.27. Характеристики обнаружения вероятности обнаружения двух сигналов одного сигнала при различных в. л. т. Л Л p(Hi,, v Нг,, Н2 /, К, = 2). Характеристики, приведенные на рис. 3.27 совпадают с сечениями соответствующих характеристик, представленных на рис. 3.28 и 3.29, плоскостями slt \ 18 = 0 и S2i / 8 = 0. поэтому перед оцениванием УК ИРИ фазовым методом следует предварительно проверить гипотезу Н1( против гипотезы Н2/. Критерий проверки, основанный на отношении правдоподобия, требует известности хотя бы одного сигнала sl t и его УК. Поэтому требуется разработать правило проверки гипотезы о наличии только одного сигнала в /-ом 40 в условиях априорной неопределённости сигналов ski и их УК. Проверка наличия одного сигнала в 40 Правило проверки наличия одного сигнала в /-ом 40 [41] основано на том, что при Н, мощности отсчётов хЯ(2, а=1..3, являются выборкой трёх случайных величин из совокупности случайных величин с одинаковыми параметрами, а при Н2, мощности отсчётов \xai\ , а=1..3, являются выборкой трёх случайных величин с различными средними значениями и дисперсиями. При Ни дисперсия выборки обусловлена лишь аддитивными шумовыми составляющими (3.15), при Н2, — обусловлена как шумовыми составляющими, так и различием средних значений и может значительно превышать (при соизмеримых уровнях сигналов) дисперсию выборки при Н,,. При Н,, для сильного сигнала J,,. , при котором обеспечивается устойчивое обнаружение по (3.16) с вероятностью более 0,9 (см. рис. 3.27), мощности 40 \xai\2 можно считать распределёнными по нормальному закону [25] с дисперсией Dl,=2-S2-\s,l\2: где: iV(a,b) - нормально распределённая случайная величина со средним а и дисперсией Ь. Мощности отсчётов являются выборкой трёх случайных величин из совокупности нормальных случайных величин с одинаковыми параметрами распределения. Среднее 3 I х I2 3 ( х I2 -т )2 значение выборки: Щ= ———, дисперсия: Д = Г—— !—. Величина 3-/),/ !, (7=1 а=\ имеет распределение х2 с двумя степенями свободы [33]. Поэтому при Н,,. вероятность непревышения величиной 3-DiID\i порога jd Л является вероятностью /?(Hi,, Н) () правильного принятия решения о наличии одного сигнала в /-ом 40 по правилу: При гипотезе Н,, среднее значение ті является состоятельной оценкой мощности D. D, su сигнала su: — т, \j и при неизвестном уровне сигнала \su\ проверка гипотезы Ни против Н2/ (3.19) сводится к следующему правилу принятия решения: где порог у выбирается по заданной вероятности ошибочного принятия решения о наличии в одном 40 нескольких сигналов в случае присутствия только одного сигнала. Результаты моделирования Полученная методом статистического моделирования зависимость вероятности ошибочного принятия решения о наличии более одного сигнала при наличии одного Л сигнала р(Н2, Н,,) по правилу (3.20) от отношения "сигнал/шум" (ОСШ) при случайных равномерно распределённых фазе сигнала s]t, пеленге фх, и угле места 0,, и ИРИ сигнала su для различных значений порога у показана на рис. 3.30. На рис. 3.31 и 3.32 линиями Л уровня показана зависимость вероятности правильного принятия решения Н2, Н2, о наличии более одного сигнала от ОСШ для случая двух сигналов со случайными, независимыми, равномерно распределёнными фазами и УК ИРИ. 8 10 Как видно из рис. 3.30 и 3.31, для \ s2 ОСШ, превышающих уровень 2,5...3 (при котором обеспечивается устойчивое обнаружение, см. рис. 3.28 и 3.29), правильное решение о наличии более одного сигнала в большинстве случаев не принимается, если уровень одного сигнала значительно превышает уровень второго(остальных). Однако, можно показать, что в _ , ,„ „
Рис. 3.32. Зависимость вероятности правильного ЭТОМ случае получаемая ПО (3.20) оценка УК принятия решения о наличии двух сигналов от ИРИ близка К УК ИРИ более СИЛЬНОГО уровней сигналов, у = 9,0сигнала, так как фаза суперпозиции сильногои слабых сигналов практически не отличается от фазы сильного сигнала. При получении зависимостей, представленных на рис. 3.30 и 3.31, УК ИРИ моделировались случайными, S2=\. На рис. 3.33 и 3.34 для различных уровней двух присутствующих в рассматриваемом 40 сигналов линиями уровня показаны зависимости вероятности правильного принятия решения по (3.20) о наличии более одного сигнала от УК ИРИ одного из сигналов при различных УК ИРИ второго сигнала, у -5,9 , д2 = 1.
Угловое расстояние между ИРИ, при котором обеспечивается заданная вероятность правильного принятия решения о наличии более одного сигнала, уменьшается при возрастании уровней сигналов (см. рис. 3.33 и 3.34). Для рассматриваемой геометрии антенной системы, (см. рис. 1.1.6) , вероятность правильного принятия решения о наличии более одного сигнала не зависит от УК ИРИ, а зависит от их разности (см. рис. 3.34, 3.35 и 3.36). Для обеспечения высокой вероятности правильного принятия решения по (3.20) о наличии более одного сигнала в случае присутствия в рассматриваемом 40 более двух сигналов уровни как минимум двух сигналов должны быть соизмеримы, а увеличение различия УК их ИРИ также ведёт к повышению данной вероятности.
Разработанное правило проверки наличия только одного сигнала в 40 (3.20) можно обобщить на любое количество ЭАР. Отличие от рассмотренного случая трёх ЭАС заключается в значении порога принятия решения у.Применение разработанного правилаРассмотрим модель наблюдаемых данных (3.14, 3.15) при N=1024. На рис. 3.37.В и 3.38.В показаны амплитуды 40 спектральной функции выходного процесса одного из ЭАС после квадратурной обработки, на рис. 3.37.а и 3.38.6 - соответствующие УК ИРИ сигналов, присутствующих в наблюдаемых данных, сигналы одного ИРИ присутствуют в нескольких смежных 40. В районе 100-го 40 присутствуют сигналы трёх ИРИ, в районе 480-го, 600-го и 860-го -двух ИРИ.
Калибровка
Модель (1.4) предполагает равномерность АЧХ и фазовую идентичность каналов. Для обеспечения равномерности АЧХ и идентичности ФЧХ каналов РПУ на входы РПУ через разветвитель подавался широкополосный сигнал с равномерной спектральной плотностью мощности в полосе настройки РПУ. В частотной области в течение 15 с измерялись АЧХ и разности ФЧХ 1-го канала с ФЧХ 2 и 3-го. Производилась полиномиальная аппроксимация измеренных АЧХ и разностей ФЧХ. Для автоматизации данной процедуры разработана автономная программа (рис. 4.4). По полученным полиномам при цифровой обработке в частотной области (1.8) компенсируются различия ФЧХ и выравниваются АЧХ каналов.
Фазовые сдвиги в каналах, обусловленные неодновременностью стробирования комплексных огибающих ВП в АЦП, устраняется путём компенсации разностей фаз между каналами, измеренной по сигналу внутреннего генератора контрольного сигнала РПУ на центральной частоте настройки непосредственно в программе обнаружения-пеленгования. фидерах измерены на частоте 30 МГц, при этом на входы фидеров через разветвитель подавался ВП одного ЭАР. Для автоматизации данного измерения разработана автономная программа. Измеренные разности фазовых набегов устраняются при цифровой обработке наблюдаемых данных в макете обнаружетеля-пеленгатора.
Пользовательский интерфейс макета состоит из окна отображения частотно-азимутальной панорамы и окна отображения усреднённого за 0.5 с амплитудного спектра просматриваемого участка частотного диапазона, ползунка настройки частоты РПУ и ряда кнопок для настройки реализованного в макета алгоритма.
Снимок дисплея макета при настройке на диапазон вещательных станций показан на рис. 4.5. Серыми точками (и обведены) показаны пеленги, определённые в ЧО, в которых по (3.25) принято решение о наличии более одного сигнала, чёрными точкамипоказаны УК, определённые в 40, в которых в соответствии с (3.25) присутствуют составляющие только одного сигнала.снимок дисплея макета при определении пеленга и частотных интервалов сигналов в соответствии с (3.29).
Загруженность ЦП "Pentium-IH 800MHz" ЭВМ макета при функционировании в режиме реального времени составляет 40%, загруженность процессора обусловлена в основном получением данных из платы ЦОС, так как при обработке файлов записей отсчётов комплексных огибающих каналов по реализованному алгоритму загруженность ЦП макета составляет 8%. На современных ЭВМ затраты ресурсов производительности ЦП составляют при этом менее 2%. Высокая загруженность ЦП макета обусловлена затратами производительности на передачу данных из платы ЦОС в ЦП.
Измерение инструментальной среднеквадратической ошибки пеленгования проводилось во всём диапазоне рабочих частот путём пеленгования сигнала имитатора ИРИ (генератор немодулированных сигналов с шагом сетки частот 500 кГц), расположенного по пеленгу 6, 42, 335 на расстоянии 100 - 150 м от антенной системы. Расстояние от ИРИ и от антенной системы до границ поля составляло 40 - 150 м (см. рис. 4.7).где " f — количество частот имитатора в заданном диапазоне рабочих частот (в общем случае для КВ-диапазона 1.5 - 30 МГц); ср= 3 - количество пеленгов расположения имитатора; Nn - количество оценок пеленга имитатора на фиксированной частоте прификсированном пеленге имитатора, (р. - пеленг имитатора, фщ$лп - оценка пеленгаимитатора.
На рис. 4.8 показана измеренная для различных пеленгов имитатора инструментальной ошибка пеленгования в зависимости от частоты при базе АР (расстоянии между ЭАР) / равном 4,5 м:
СКО оценок пеленга при фиксированной частоте и положении имитатора приизмерении инструментальной СКОш составляло не более О.Ґ. СКОш обусловлена не идеальностью калибровки каналов (см. п.4.2), влиянием почвы, фидера и окружающей АР растительности на распространение радиоволн в точке развёртывания АР.
Эксплуатационная СКОш рассчитывалась аналогично (4.1) при пеленговании вещательных станций. Пеленги ИРИ рассчитывались по географическим координатам населённых пунктов, в которых зарегистрированы редакции вещательных станций, по данным радиолюбительского сайта [42]. В Приложении к отчёту приведены результаты измерения СКОш, СКО и смещения оценок пеленга относительно пеленга ИРИ вещательной станции, при отсутствии калибровки макета по внутреннему генератору. По измеренной таким образом эксплуатационной СКОш можно оценить эксплуатационную СКОш сверху (по оценке "не хуже"), так как истинные координаты ИРИ были не известны (и калибровка макета по внутреннему генератору не производилась!). Медиана ошибок (относительно определённых не точно пеленгов ИРИ) оценок пеленгавещательных станций (95 станций) равна 5.5 , и эксплуатационная ошибка, рассчитанная как медиана модулей абсолютных ошибок пеленгов (медианная ошибка), при известныхо истинных пеленгах не будет превышать 5.5 , её величина может быть близка к 3 .
Эксплуатационная медианная ошибка не даёт достаточной уверенности пользователю в том, что ошибка конкретного наблюдения будет с ней сравнима, так как около половины наблюдений "отбрасываются" процедурой взятия медианы, и нет никакой гарантии, что отброшены только ошибки при недостоверных пеленгах ИРИ (их почти половина?), а не ошибки, вызванными реальными условиями эксплуатации, величину которых и должна описывать эксплуатационная ошибка. Пеленгатор, который при реальных условиях эксплуатации, выдаёт почти в половине измерений аномальные ошибки, может иметь одинаковую эксплуатационную (медианную) ошибку с пеленгатором, который их не выдаёт? Более полно и достоверно описывает точность пеленгования в реальных условиях эксплуатационная среднеквадратическая ошибка (СКОш).
Можно спрогнозировать величину эксплуатационной СКОш как среднеквадратическую сумму инструментальной СКОш, ионосферных флуктуации радиолуча и "шумовой" составляющей ошибки оценок пеленга:
Сканирование
Параметры обнаруженных за цикл сканирования сигналов удобно сохранять в памяти ЭВМ в виде массивов структур, каждому из которых соответствует время начала цикла сканирования и количество обнаруженных сигналов:байт, tllcJ4 m - время начала ш-го цикла сканирования, Кт - количествообнаруженных за m-ый цикл сканирования сигналов. Если среднее количество сигналов в полосе одновременного обзора (А/ = юокГц) равно 5, то для сохранения информации обобнаруженных в течении 1 с сигналах потребуется 80 байт, об обнаруженных за сутки сигналах - 7 Мб.
Пропускная способность канала связи для передачи данной информации составляет 640 бит/с (при полосе одновременного обзора д/ =Ю0кГц, не зависимо от полосысканирования). Однако, объём передаваемой информации можно сократить, если передавать параметры только отселектированных по интересующему пеленгу или типу сигналов. Ввиду нетребовательности алгоритма обнаружения-пеленгования к вычислительным ресурсам ЭВМ, возможно осуществление классификации сигналов на ЭВМ обнаружителя-пеленгатора.
По оценкам угла места возможна селекция сигналов ИРИ средней зоны (100 - 1500 км), что существенно при реализации обнаружителя-пеленгатора в составе средства радиомониторинга средней зоны действия. При дальности ИРИ 100 - 1500 км угол местасигнала лежит в пределах 17-80 , точность оценки углов места такого порядка соизмерима с точностью оценки пеленга (2.10).
В случае сканирования одного диапазона частот несколько раз можно усреднить оценки пеленгов сигналов, тогда при количестве циклов сканирования 10 и более, точность определения пеленга будет практически соответствовать инструментальной СКОш. Для быстрого поиска в памяти ЭВМ параметров одного сигнала, определённых за разные циклы сканирования, структуру, соответствующую одному сигналу следует дополнить указателем на структуру, соответствующую этому же сигналу за предыдущие несколько (3 - 4) циклов сканирования. Формат сохранения результатов сканирования в памяти ЭВМ поясняется на рис. 4.15.
На рис. 4.15 прямоугольник с надписью "Сигнал к" соответствует структуре параметров к-то на оси частот сигнала, обнаруженного на каждом цикле сканирования. Стрелками обозначены указатели, связывающие параметры одного сигнала, сформированные на "ближайших" циклах сканирования. Для связывания структур указателями для каждого вновь обнаруженного сигнала следует искать среди результатов предьщущих циклов сканирования сигнал с близкими УК, пересекающийся по частоте с данным вновь обнаруженным сигналом. Анализ нескольких (3 - 4) предьщущих циклов сканирования проводится с целью "связывания" разрывных по времени сигналов. Структура каждого сигнала требует 12 байт памяти (с учётом УК, частотных интервалов, результата классификации и указателя). Используя указатели, можно быстро проанализировать параметры интересующего сигнала, полученные за длительное время (рассчитать средний пеленг, проанализировать ИРИ на перемещение). При обнаружении ППРЧ-сигнала в байт классификации структур можно занести признак ППРЧ.
Длительность наблюдаемых данных в алгоритме обнаружения-пеленгования составляет 0,5 с, в алгоритме классификации - 0,6 с. Перед фильтрацией и классификацией целесообразно по результатам пеленгования отселектировать интересующие сигналы с целью экономии ресурсов ЭВМ.
По результатам, полученным аналитически, методом моделирования и с использованием макета обнаружителя-пеленгатора, определены характеристики макета обнаружителя-пеленгатора: Длительность наблюдаемых данных — 0,5 с. Диапазон рабочих частот - 1,5-30 МГц. Скорость обзора (обнаружения и пеленгования) по частоте - 200 кГц/с. Пороговое ОСШ (в 3 кГц) гармонического сигнала: - -15 дБ, сигнала ФМ-2 2400 бод: - 0 дБ при вероятности ложной тревоги (за 0,5 с) 0.01. Инструментальная чувствительность при обнаружении - 0.06 мкВ/м. Пеленгование в секторе 0 - 360 . Разрешающая способность обнаружения-пеленгования по частоте - 100 Гц. Инструментальная точность пеленгования (в зависимости от базы АР) - 2-3 . Эксплуатационная точность пеленгования при ОСШ 10 дБ - 5 . Инструментальная чувствительность пеленгатора на частоте 1.5 МГц - 8 мкВ/м, на частоте 30 МГц - 0.45 мкВ/м. Обнаружение сигналов с ППРЧ при длительности пакетов ППРЧ-сигналов 5 - 500 мс. Разрешающая способность пеленгования ППРЧ-сигналов - 8. Селекция ИРИ, расположенных на расстоянии 100-1500 км. (по углу места) Допустимая заполненность просматриваемого частотного диапазона сигналами- 80%. Время развёртывания: 15 мин. В ходе разработки и проведения испытаний макета выработаны следующие рекомендации: Включение обнаружителя-пеленгатора в комплексы радиомониторинга в качестве поста обнаружения и оценки направлений на ИРИ. Реализация на базе однопроцессорной ЭВМ алгоритма обнаружения-пеленгования и классификации обнаруженных по интересующему направлению сигналов. Использование трёх вибраторных антенн в комплексе радиомониторинга, если ИРИ, расположенные ближе 150 км не представляют интереса. Если ИРИ, расположенные на расстоянии ближе 150 км представляют интерес, в состав комплекса радиомониторинга с оценкой направлений можно включить (без учёта запасных) три вибраторные антенны и одну антенну "скрещенные рамки". Требование фазовой стабильности РПУ. Непостоянство (по времени, моментам перестройки) фазовых сдвигов в каналах РПУ не более 0,5 на любой частоте в полосе настройки трактов при любой частоте настройки РПУ, любых уровнях ослабления входных сигналов, любых уровнях сигналов динамического диапазона РПУ. Использование трёхкоаксиального фидера длиной 100-150м обеспечивает быстрое развёртывания АР. При развёртывании АР использовать мерные отрезки стального троса длиной соответствующей базе АР с кольцами на концах. Кольца надеваются на вибраторы, после чего ЭАР раздвигаются до натяжения всех отрезков. Направление АР измеряется либо после развёртывания по буссоли или с помощью GPS/ГЛОНАСС-навигатора; либо перед развёртыванием определяется направление на север, в этом случае первый и второй ЭАР располагаются на луче, соответствующему направлению на север. Вместо трёх отрезков одной длины можно использовать один с засечками в местах расположения ЭАР. Иметь набор мерных тросов для различных баз АР (база определяется интересующим диапазоном частот, см. табл. 4.1) Избегать наличия предметов, соизмеримых с размерами антенного поля, на расстоянии от АР менее 50м . Измерение ФЧХ каналов РПУ раз в два года по причине старения кварцевых фильтров промежуточной частоты. Калибровка фидеров при развертывании АР имеет смысл при идеализированных (равномерная поверхность, отсутствие соизмеримых с длиной радиоволны предметов на расстоянии до 100м от АР) условиях эксплуатации. Установить на каждом канале в концах фидера линейные изоляторы с целью ослабления переизлучения фидера. Увеличение полосы каналов РПУ. В случае использования платы ЦОС только в качестве АЦП полоса ограничена скоростью передачи данных от платы ЦОС в ЭВМ, так как реализация разработанного алгоритма не требует значительных вычислительных ресурсов. Возможно расширение полосы частот при одновременном обзоре до 1 МГц при сохранении разрешающей способности по частоте 100 Гц.
