Файл: Казаков В.А. Введение в теорию марковских процессов и некоторые радиотехнические задачи.pdf
ВУЗ: Не указан
Категория: Не указан
Дисциплина: Не указана
Добавлен: 28.06.2024
Просмотров: 237
Скачиваний: 3
Выражение (5.30) представляет собой матрицу перехода
__(Р(О/О) |
P W ) \ = |
(1-*U |
pa* |
V |
( 5 3 1 ) |
|
4/>(i/o) |
/7(і/і) ; |
V ад; |
î — рдг. |
|
||
Каждый из элементов |
матрицы (5.31) |
легко находится |
||||
по уравнениям (5.'22), |
(5.23). |
|
|
|
|
|
Второй сомножитель в (5.29) является вероятностью |
||||||
образования случайной величины %к |
при условии |
после |
||||
довательного осуществления |
событий хк-і, %к-і, хк. |
Из-за |
независимости отсчетов белого шума вероятность обра
зования |
| Й не зависит от значения хк-і |
и |
£/t_i |
в |
преды |
|||
дущий момент времени, поэтому |
|
|
|
|
||||
|
|
v(lk\xh, |
|
xk-i)=v(lk[xh). |
|
|
|
(5.32) |
Закон |
распределения |
при условии |
хк |
находится |
||||
просто, поскольку эти величины связаны |
соотношением |
|||||||
(5.24) |
со случайной |
величиной пи, для |
которой известен |
|||||
закон |
распределения |
(5.28). Учитывая, |
что |
|
= 1 , и |
|||
подставляя в (5.28) |
обратную функцию пь. = \ъ.—хк, |
полу |
||||||
чаем |
|
|
|
|
|
|
|
|
Таким образом, с учетом (5.31), (5.33) вместо (5.29) |
||||||||
имеем |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
и &, хк 1 %і -,. Хц _, ) = V (хк I хк _, ) у / - ^ - X |
X ехр |
No |
|
Отметим, что составление выражения для плотности вероятности перехода многомерного марковского про цесса представляет собой одну из основных трудностей при решении конкретных задач с использованием рекур рентных соотношений (5.16), (5.17).
Конкретизируем формулу (5.17) для рассматриваемо го случая, расписав подробно числитель
w„<p.l + At) = ^jgg- К . (0,0(1 |
+ |
169
шр . (1Л + ДО = І ^ ± ! І [шР 5 |
(1, 0 ( 1 - ßAO + |
+ Œ)w (О, 0 аДО | / —у- ехр ( |
h t f ^-àb> |
Знаменатель выражений (5.35), (5.36) одинаков
• + - ( ' - 0 l ^ / ^ e x p ( - E Ä ^ ) |
+ |
|
+ [ ю и ( i , о ( і - р д о + » „ (о. о «д<1 v 7 " ^ - |
X |
|
Х е х р ( - ' » ' + У ' - " ' л А . |
' |
(5.37) |
Выражения (5.35) — (5.37) позволяют |
яснее |
понять |
структуру общих рекуррентных соотношений |
(5.16), |
(5.17), которые по существу аналогичны формуле Байеса. Действительно, применительно к задаче о приеме детерминированного амплнтудно-модулированного сигна
ла |
конечной длительности формула |
Байеса |
для двух |
|
гипотез (1—сигнал |
есть, 0 — сигнала |
нет) записывается |
||
следующим образом *): |
|
|
||
|
w ( 0 \ m ) = ^ ^ l l f ^ |
; |
(5.38) |
|
|
w ( i \ m ) = ^ l l $ m { ) |
. |
(5.39) |
|
где |
Wpr(i)—априорная |
вероятность |
гипотезы |
і, |
|
+ |
wpr(\)w(Ut)\l) |
|
(5.40) |
—полная вероятность образования реализации £(0- Сопоставим, например, формулы (5.35) и (5.38). В чи
слителе (5.38) стоит выражение для вероятности образо вания принятой реализации £(0> ^ с л и сигнал не пере давался. Знаменатель соотношения (5.38) представляет собой полную вероятность образования реализации при осуществлении как первой, так и второй гипотез.
*' Ниже в обозначениях апостериорных вероятностей индекс ps опускается в тех случаях, когда аргумент содержит наблюдаемую реализацию.
170
Числитель |
выражения (5.35), также |
как и числитель |
соотношения |
(5.38), состоит из двух |
сомножителей. |
Один из іних |
в квадратных скобках, можно рассматри |
вать как априорную вероятность осуществления '.прове
ряемой гипотезы (х=0) |
в момент \t-\-At, т. е. |
|
wpr(0, t+At) = wPs(0, |
t) (1—aAt) + wps(\, t)$At- |
(5-41) |
Второй сомножитель представляет собой условную веро
ятность |
образования |
отсчета %(t+At) |
при |
отсутствии |
|||
сигнала |
в момент (t+At), |
т. е. |
|
|
|
|
|
«.(*(* + Д 9 | 0 ) = с | / ^ e x p |
( - J ' ( ' |
+ A ° |
At)- |
(5.42) |
|||
Если іпо аналогии с( |
5.41), |
(5.42) |
записать |
|
|
||
ш р г ( 1 , |
t + Aî) =wpt(\, |
t) |
(1—.рД-0 +ш Р . (Р, t)aAt, |
(5.43) |
|||
w ft (t + |
àt) 11 ) = |
exp { - |
+ |
|
} , (5.44) |
то знаменатель (5.37) суть полная вероятность образо
вания отсчета l(t+At) |
как при отсутствии, так и при |
|||
наличии сигнала в момент |
t+At. |
|
||
Очевидно, что подобные рассуждения можно |
провести |
|||
и относительно формулы |
(5.36), так что аналогию между |
|||
соотношениями |
(5.35) — (5.37) и (5.38), (5.39) |
можно |
||
считать установленной. |
|
|
|
|
Обсудим теперь различие между указанными форму |
||||
лами. В задаче |
о приеме |
детерминированного |
сигнала |
реализация £(/) рассматривается на интервале наблю
дения |
[О, Т], равном |
длительности |
сигнала. |
Поэтому |
||
плотности w(l(t)\i), |
w(l(t)) |
м н о г о м е р н ы , |
и в пре |
|||
дельном |
случае выражаются |
функционалами |
вероятно |
|||
стей |
і[9, |
10] (см. также f3]). |
Кроме того, |
входящие |
||
в (5.38), |
(5.39) вероятности wpr(i) |
несут в себе «чисто» |
априорные сведения, известные на приемной стороне до
приема реализации |
l(t). |
|
|
|
|
|||
В задаче фильтрации марковского сигнала в формулы |
||||||||
(5.35) |
— (5.37) |
входят |
плотности, |
относящиеся |
не ко всей |
|||
реализации %(<t) (,t непрерывно), |
а лишь к двум |
значе |
||||||
ниям |
в |
близкоотстоящие моменты |
времени |
%(t) и |
||||
l(t+At) |
|
(t- фиксировано). Следовательно, |
плотности |
|||||
wps(i, |
t), |
Wps(i, |
t + At) о д н о м е р н ы . |
Далее, |
при опре |
делении априорных сведений (5.41), (5.43) для момента t+At используются а п о с т е р и о р н ы е вероятности,
4 |
171 |
вычисленные к предыдущему .моменту времени t иа осно ве анализа отсчетов реализации от 0 до і.
Проведенные рассуждения позволяют представить процесс фильтрации марковского сигнала с двумя состоя ниями из белого шума при дискретном времени следую щим образом. До начала наблюдения приемник распола гает априорными сведениями (5.'22), (5.23) о передавае
мом процессе. После того как на вход поступает |
первый |
|||||
отсчет реализации |
\(Ы), |
приемник |
на |
основе |
«чисто» |
|
априорных |
данных |
(5.22), |
(5.23) и принятого |
отсчета |
||
вычисляет по формулам (5.35) — (5.37) |
апостериорные |
|||||
вероятности |
wps(6, |
At) и wps(\, At). |
Поскольку в качест |
|||
ве критерия |
оптимальности |
принят |
критерий максимума |
апостериорной вероятности, то в этот же момент At про исходит сравнение полученных в результате обработки величин wps(0, At), wps(l, At) и выносится решение о приеме того значения сигнала, для которого в этот мо мент апостериорная вероятность оказывается большей. Затем принимается следующий отсчет реализации £(2Д£). Обработка этого отсчета производится приемни
ком |
уже с использованием |
ранее полученной |
информа |
ции |
wPs(0, At) и wps(\, At), |
на основе которой |
формиру |
ются априорные сведения для момента 2At. Вычисленные
по формулам (5.35) — (5.37) |
апостериорные |
вероят |
||
ности wps(0, |
2At) и WpS(ï, |
2At) |
сравниваются |
между |
собой, после |
чего выносится |
решение о приеме |
того или |
иного значения сигнала в данный момент, затем форми руются новые априорные сведения для следующего момента времени 3At и т. д.
Как видно, процесс фильтрации развивается во вре мени неоднородно: в первый момент времени в качестве априорных сведений выступают «чисто» априорные дан ные, а во второй и последующий моменты в формирова нии априорных сведений участвуют апостериорные веро ятности, вычисленные с учетом поступающей реализации ç,(hAt). Естественно, что дополнительная информация, извлекаемая последовательно из реализации §(kAt), ведет к более точному определению априорных сведений, и, следовательно, к более качественной фильтрации.
Однако нельзя полагать, что с течением |
времени качест |
|||
во фильтрации будет |
непрерывно |
улучшаться. |
Этот |
|
эффект имеет место лишь в начальный |
(переходный) |
|||
период времени, после |
которого система входит в ста |
|||
ционарный режим, характеризуемый |
постоянством |
сред- |
172