ВУЗ: Не указан
Категория: Не указан
Дисциплина: Не указана
Добавлен: 10.04.2024
Просмотров: 130
Скачиваний: 0
выше шести констант можно принять время t0 и пять парамет ров (а), характеризующих эллипс.
В системе ПРО задачу определения параметров дели решают радиолокаторы, сопряженные с ЭВМ. Радиолокационные наблю дения дают обычно азимут, угол места, наклонную дальность и (или) радиальную составляющую скорости цели. Измеряемые ве личины функционально связаны с параметрами эллипса и теку щим моментом времени. Эта связь выражается в аналитическом виде через известные, хотя и громоздкие уравнения. При детер минированном характере движения цели и идеальном измерителе в принципе достаточно было бы иметь шесть независимых изме рений одной из величин (например, азимута) для однозначного определения искомых параметров. Однако в показаниях реальных измерительных устройств всегда присутствуют ошибки, обуслов ленные многими факторами.
Наличие случайных составляющих в ошибках измерений за ставляет отказаться от детерминистского метода решения постав ленной задачи и перейти к статистическому. Среди множества ста тистических методов наиболее эффективными являются метод максимального правдоподобия, байесов метод и метод наимень ших квадратов.
Метод максимального правдоподобия представляет собой один из основных методов теории точечных оценок и широко исполь зуется при обработке радиолокационных измерений. Этот метод максимизирует функцию правдоподобия, которая определяется как апостериорная плотность вероятности р(у/а):
L (а) = р (у/а),
где у — совокупность исходных данных (выборка из N измере ний) ;
а — искомый вектор оцениваемых параметров.
Для нахождения максимума плотности вероятности необходи мо решить систему уравнений правдоподобия
В общем случае уравнения правдоподобия являются нелиней ными. Точное решение этих уравнений сопряжено с большими вы числительными трудностями. Как правило, применяют приближен ные методы их решения, например, метод Ньютона или метод ите раций. Указанные операции выполняются на быстродействующих ЭВМ. Общим приемом, существенно ускоряющим и упрощающим вычисления по любому из методов статистических оценок, яв ляется линеаризация исходной нелинейной системы уравнений от носительно опорной траектории движения.
Оценки параметров по методу наименьших квадратов совпа дают с оценками максимального правдоподобия при нормальном распределении ошибок измерений. В противном случае метод наи меньших квадратов приводит к менее эффективным оценкам.
112
Использование различных методов оценок определяется раз личием в объеме априорных данных, связанных с процессом со провождения траектории. Известные классические методы реше ния задачи оценок используют информацию о законе движения цели и статистические характеристики ошибок измерения (одно мерный закон распределения, корреляционные матрицы, ошибок).
Работа импульсных РЛС в режиме автоматического сопрово ждения цели описывается алгоритмом обработки дискретного ан самбля координат сигналов, частота поступления которых опре деляется темпом локации. Полученные измерения, как правило, можно представить в виде аддитивной смеси измеряемых коорди нат и ошибок измерений т]
yi = |
F [zi(a)] + ■/];, i = 0 , 1 , . , N, |
[3.8] |
где i — порядковый |
номер выборки; |
|
N + 1 = —- + 1 — объем выборки, определяемый временем наблю
дения tH и интервалом времени т между равноотстоящими момен
тами съема |
координат; |
|
|
|
|
|
|
F — функция |
преобразования геоцентрических координат движе |
||||||
ния материальной точки |
в |
систему |
координат соответствующей |
||||
РЛС. |
линеаризованной |
системы выражение [3.8] |
преобразуется |
||||
Для |
|||||||
к виду |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
У1 = H I zi + |
у1р |
|
[3.9] |
|
где |
Н( — матрица преобразования размерности mXn; |
||||||
У(, |
Zj — соответственно |
m-мерный |
и n-мерный |
векторы со |
|||
|
|
стояний рассматриваемой |
системы. |
|
Линеаризованная динамическая модель эллиптической траек тории цели описывается с помощью матрицы перехода Ai 6-го по рядка
В последнее время широкое распространение получил байесов метод обработки радиолокационных наблюдений. Основные осо бенности этого метода заключаются в возможности использования априорной информации о начальных координатах цели, а также
впостроении удобных рекуррентных фильтров.
Вкачестве примера приведем рекуррентный фильтр Калмана, осуществляющий сглаживание результатов измерений [3.8, 3.9] при
наличии векторного белого шума rji
zk= AK_,zK_! + 1 kHrRk1 (ук HIiAK_IzK_J ,
где Г-* = [Ак_1Гк_1Aj_,]—1+ HTR-iHK;*
* Индекс «Т» означает операцию транспонирования матрицы.
5—754 |
И З |
RK— корреляционная матрица текущих ошибок порядка m (при измерении дальности и двух угловых координат
ш = 3 ) ; |
ошибок сглаживания; |
|
|
Гк — матрица |
|
||
z0 и Г0 — определяются |
априорными данными |
о первых двух |
|
моментах |
распределения вероятностей |
координат цели |
|
в начальный |
момент наблюдения. |
|
Рекуррентный фильтр представляет большие удобства в про цессе обработки наблюдений на ЭВМ, так как освобождает от не обходимости хранения использованной входной информации. Кроме того, матричные преобразования в фильтре Калмана имеют относительно малую размерность. Однако при наличии некорре лированных во времени ошибок наблюдения, построение опти мальных рекуррентных фильтров наталкивается на принци пиальные трудности.
В данном случае для относительно коротких интервалов на блюдения и экстраполяции можно рекомендовать метод наимень ших квадратов применительно к полиномиальной модели движе ния цели. При этом баллистическая траектория аппроксимируется совокупностью полиномиальных функций, описывающих проекции траектории в прямоугольной системе координат РЛС.
Соответствующий полином движения цели по каждой из коор динат Zj, z2, z3 может быть записан следующим образом:
I
z (t — ix) = |2_ (— ix)K(k!)-1z(k) (t), k=0
где z<K)(^) — к-тая производная от z(t); г— степень полинома;
t — текущее время (время последнего замера).
При полиномиальной модели движения цели экстраполирован ная координата z3 в момент времени t + /a рассчитывается по фор муле
* Г
z3 (t + 1,) = 2 ч (к0-1щ о ,
к=0
где aK( t) — оценка к-той производной от z(t).
Экстраполяция координат цели требуется для решения задач целеуказания, вывода антиракеты в расчетную точку встречи, вы числения координат точек падения баллистических целей и др.
В случае известной степени полинома движения цели опти мальная оценка к-той производной, вычисляемая по методу наи
меньших квадратов, находится |
по формуле |
N |
|
ак (t) = 2 |
wiУ О — «)» |
Ь=0 |
|
114
где Wi — весовые коэффициенты, определяемые решением матрич ного уравнения с N + r + 2 неизвестными
G |
В" |
'W ‘ |
Ga' |
Вт |
0 |
Сг |
S |
G — корреляционная матрица ошибок измерений координат (по рядка N + 1) с элементами gy = v) (t — it) у; (t — jt);
Ga — вектор-столбец вторых смешанных моментов ошибок изме-
рений, содержащий |
элементы |
ga (i) = у]Ф (t) у] (t — it); |
||||
S — вектор-столбец |
с |
элементами |
|
|
||
|
|
___ ( 0 , |
|
|
|
|
|
S| |
u’- (— |
|
i= J ; |
||
Cr — вектор-столбец |
г |
коэффициентов |
Лагранжа; |
|||
W — искомый вектор-столбец весовых коэффициентов; |
||||||
|
|
"1 |
0 |
0 . . |
|
. 0 " |
|
|
1 |
1 |
1 . . |
. |
1 |
1 N N2 . . . Nr
Соответствующая ошибка оценки определяется выражением
D. = ST (BTG- ,B)_1G. |
[3.10] |
По своим спектральным свойствам ошибки измерений делятся на некоррелированные (флюктуационные), характеризующиеся большим значением произведения ширины спектра ошибок AF на время наблюдения tH(AFtH;> l) , слабокоррелированные (медленно меняющиеся) и сильнокоррелированные (систематические, AFtH<Cl)- Основными источниками некоррелированных ошибок являются собственные шумы приемных устройств РЛС, а также организо ванная шумовая помеха и флюктуационная ошибка измерительных приборов.
Флюктуационные ошибки единичных измерений в присутствии шумовых помех определяются отношением сигнал/шум на входе приемника и вычисляются по следующей приближенной фор муле
аФ= 8а~,/2.
где 8— величина разрешающей способности РЛС по соответствую щей координате.
Медленно меняющиеся ошибки ам определяются неточностью юстировки измерительных устройств, а также условиями распро странения радиоволн, в частности, влиянием'*ионосферы.
5* 115
Систематические ошибки вызываются, главным образом, де фектами измерительных устройств.
Рассмотрим представляющие практический интерес некоторые частные случаи матричного уравнения [3.10].
При |
некоррелированных |
ошибках (время корреляции шума |
||||
тк<т) |
матрица |
G |
превращается в |
диагональную с элементами |
||
gu=bj. |
|
|
|
|
|
|
|
Ь |
- |
(И 2 |
1x ii 1 |
|
|
|
Do |
|
^2j |
1х |
1 |
|
|
|
|
|
|
||
|
Xl |
• • |
• |
Хг |
|
|
где X: |
|
. . . |
Хг+1 |
матрица |
||
|
|
|
— |
|||
|
Хг+1 |
|
Х2г _ |
|
||
|
|
|
N |
|
|
|
|
Xi = |
p= u |
^ |
|
|
|
|
|
|
|
|
||
| X | |
— определитель матрицы X; |
|
||||
| X-• | |
— минор |
матрицы X. |
|
В случае стационарной шумовой помехи и равноточных изме рений (bp= b0) выражение для ошибки упрощается и при N ^>г принимает вид
DФ1 |
ь0 ~ (г + j + п п » |
1 |
|
ф |
_ (г — j)! j! J |
' 2 j+ 1 • |
|
|
|
|
Для сравнения приведем точные выражения Эф при малых] иг
12 |
|
|
N |
|
|
|
. |
t2 |
' |
(N + |
i)(N |
+ |
2) ’ |
Г“ |
1 |
D l = 12 |
|
N (2N + |
1) (8N — 3) |
|
0 |
||
t2 |
’ |
(№ + |
1) (N + |
2) (N + 3) ’ |
Г |
Z |
D __________ 720№________ |
r==2 |
|
2 |
(N^ + 1) (N + 2) (N + 3) |
’ |
Ошибка экстраполяции положения цели по каждой из коор
динат в случае некоррелированных оценок производных aj вычис ляется по формуле
К
J=0
t2j
(J!)5* Dr
Медленно меняющиеся ошибки измерения. В условиях малого объема выборок следует воспользоваться точным выражением для
116