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: 209
Скачиваний: 3
Если использовать критерий максимальной апосте риорной вероятности, то правило решения формулирует ся следующим образом:
п |
И Ѳ = 0 | Ц ) |
ѵ |
' |
Обычно оптимальные приемники обнаружения работают по другому алгоритму
. ( S i e - . )
ш(і'э МѲ=0)
где Л,і — отношение правдоподобия, |
Я — порог. |
Величины In и An связаны между собою простым со |
|
отношением |
|
/„ = -£-Л„. |
(5.147) |
где р и 7—априорные вероятности наличия и отсутст вия сигнала соответственно.
Основная задача состоит в том, чтобы, используятеорию нелинейной фильтрации, вычислить сначала ве роятности (5.144), затем на их основе определить вероят
ности до(£"|Ѳ = 1), ви(£"|Ѳ = 0) иja |
заключение реализо |
||
вать правило |
(5.146). |
|
|
Отметим, |
что апостериорные |
плотности |
(5.144) вы |
числяются в каждый момент времени t^[0, |
Т]. Следова |
||
тельно, после |
соответствующего |
пересчета |
отношение |
правдоподобия можно также определять с течением вре
мени по мере поступления |
и обработки |
реализации |
|
Это означает, |
во-первых, |
справедливость соотношений |
|
(5.145) — (5.147) |
для любого l ^ f e ^ n |
и, во-вторых, соз |
дает благоприятные условия для применения двухпорогового решающего устройства, работающего по крите
рию последовательного |
наблюдателя. |
Это устройство |
|||
принимает следующие решения: |
|
||||
Ш если |
Л й > Нъ, |
то |
сигнал^есть; |
|
|
если |
Л ь < Я " |
, то |
сигнала нет; |
(5.148) |
|
если • Н" < Л Й <^На |
, то наблюдение |
продолжается. |
|||
Здесь Я® и |
Н" — верхний и нижний |
пороги соответ |
|||
ственно. |
|
|
|
|
|
208
Впервые задача обнаружения марковского сигнала на фоне белого шума при дискретном наблюдении была по ставлена и решена 'в работе [28]. Затем в [29] было полу чено дифференциальное уравнение для вычисления лога рифма отношения правдоподобия Zt = \nAt применитель но к задаче обнаружения диффузионного марковского процесса в шуме
|
|
|
|
|
. k = |
<F(x,t)>, |
|
|
(5.149) |
где |
<F(x,t)> |
|
определяется (5.98). |
|
|
||||
|
Наконец, |
в |
[13] 'было |
выведено |
уравнение |
|
|||
|
|
k |
=<F |
(х, т], 0 > - |
< ^ |
(х, 0 > |
(5.150) |
||
где |
<F(xJt\,t)> |
|
находится согласно (5.95). |
величину |
|||||
|
Соотношение |
(5.150) |
позволяет |
вычислить |
|||||
zt в задаче |
обнаружения, когда |
на вход приемника по |
|||||||
ступает |
смесь |
W)=S(x,t) |
+ |
V(i\,t)+n(t), |
|
||||
|
|
|
|
|
|||||
где |
x(t) |
и и (t) — одномерные диффузионные |
процессы. |
||||||
|
Уравнения |
(5.149) и |
(5.150) |
были получены с исполь |
зованием понятия ненормированных апостериорных мер [6]. Этот метод хотя в известной степени и сокращает выкладки, но вместе с тем сложен для понимания. По этому представляющее основной интерес уравнение
(5.150) ниже выводится иным способом, |
основывающем |
|
ся на результатах работы [28]. |
|
|
Пусть для простоты S(x,t)=x(t) |
и |
Ѵ(ц, t) — r\(t). |
Разберем сначала случай дискретного наблюдения, что
бы получить рекуррентное соотношение для |
отношения |
||||||||||||||
апостериорных вероятностей Ль. |
|
|
|
|
|
|
|
||||||||
При |
дискретном |
времени |
на |
вход |
приемника |
посту |
|||||||||
пает |
последовательность значений |
|
= |
(£„, |
£х ,..., |
|
|||||||||
которая |
|
непременно |
содержит |
в |
себе |
отсчеты |
белого |
||||||||
шума |
пко |
+ 1 |
— |
(,гй, /г, |
пк+і), |
помехи |
тт*+ 1 = |
(т]0, |
TJ,,... , |
||||||
%+,) |
и с |
вероятностью |
р (р— |
1 — q) |
может |
содержать |
|||||||||
значения |
|
подлежащего |
обнаружению |
|
сигнала |
xko+i |
= |
||||||||
==(х0> |
|
хх,..., |
хк+1). |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
В зависимости |
от |
наличия |
(0=1) |
или |
отсутствия |
||||||||||
(0 = 0) |
сигнала будем рассматривать |
соответственно трех |
|||||||||||||
мерный |
( ^ + 1 , |
xko+1, |
7)*+І) |
или |
двумерный |
|
т,*+1) |
мар |
|||||||
ковские |
процессы. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
2G9
Для обоих процессов запишем плотности вероятности переходов за элементарный .интервал наблюдения. По аналогии с (5.34) имеем
|
|
|
Ѵ(%и |
Xi, |
|
|
Хі-и T U - l ) = |
|
|
|
|
|
= |
V (Xi, |
î] i \ Xi-i, |
T) i-i) |
p (li—Xi—T] |
i) ; |
(5.151) |
||
|
«(Іь |
iliIli-u Щ - І ) |
=v(r\i\Ï]Ï_0p(îi—m), |
(5.152) |
||||||
где для 'краткости |
обозначено |
|
|
|
|
|||||
Р fa — Xi — |
T), |
|
|
|
|
|
|
] ; |
(5.153)" |
|
|
P (5» — |
|
|
|
|
|
] • |
(5.154) |
||
С |
учетом |
(5.151) — (5.154) |
совместная |
плотность рас |
||||||
пределения |
вероятностей для |
последовательностей |
||||||||
х о + 1 , |
\ + [ и |
значений |
Ѳ р вна: |
|
|
|
||||
|
|
|
со (50 |
, л 0 |
, |
TJ0 |
, ö) = |
|
|
|
P П |
P & - |
Xi |
— |
дао |
(•*<>. le) П 0 ^г'+" |
|
||||
|
1=0 |
|
|
|
|
|
і=0 |
|
|
|
|
|
|
|
1 } г + 1 |
I Xi, |
Т),:) |
при Ѳ = 1; |
|
(5.155) |
|||
|
ft-r |
|
|
|
|
k |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
я П P fa - |
|
Ш О |
do) П v ^ |
>1 |
'ч*) |
X |
|
|||
где |
8 (л;г-) — дельта-функция. . |
|
|
|
|
||||||
|
По формуле |
условной |
вероятности |
|
|
|
|||||
®(*o |
.öl*,, |
) |
— |
» ( * 5 |
+ 1 , - ч 5 + 1 . Ё § + , . Ѳ ) |
(5.156) |
|||||
|
|
|
|
|
|||||||
где |
tw(^+,)== |
2 |
J |
... Jatf(jc*+!, |
|
$+i,B)dx0...dxk+1X |
|||||
|
|
0=0,1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Xd% |
Учитывая, |
что |
да(^+1) |
= |
ш |
|
| $ )œ(Ç) . |
210
выражение (5.156) перепишем |
в |
виде |
|
|
|||
|
|
|
» ( ^ + ' . < + , . f l l Ç + ' ) |
= |
|
||
|
|
|
1 ^ ( ^ , ^ , 6 = 1 |
I %)pQb+l-xk+ |
- % + 1 ) Х |
||
— |
1 |
I |
X w (•**+!. Tlft+i I |
%) |
при |
6 = ! ; |
•J ш ( ^ , ^ , е = о і ^ ) Р ^ + 1 - % + 1 ) х
|
( |
|
X f ( % 7 i |
I %)s (^ft+.) |
при |
Ѳ = 0. |
||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
(5.157) |
Проинтегрируем |
(5.157) |
по переменным jc0, JC, .... л* . ,, |
||||||||
^1о> мі. |
Тогда получим |
|
|
|
|
|
||||
|
W (JCfc+1, x,t , •%+!. |
б I ^о+ ') — |
|
|
|
|||||
|
f |
w {xh, |
іщ, 6 = 1 I So)p(Sf e + 1 -•«*+!— % + . ) X |
|||||||
|
|
X ü ( * f t +i> TJft + i |
I *ft> %) |
П Р И |
Ѳ = 1 , |
|||||
*»(&*+. I ig) |
|
w (jCfc, Tift, Ѳ = |
О I ф P (6ft+, - |
%+.) X . |
||||||
|
|
|
Х»Спк+і i % ) 8 ( ^ + . ) |
П Р И |
6 = |
0. |
||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
(5.158) |
Плотности |
вероятности |
w (xn, t\u, Ѳ | ^ ), |
входящие в |
|||||||
(5.158) , связаны |
с |
плотностями вероятностей |
w (Xk, |
|||||||
r\h I Ѳ, б* ) по |
формуле |
условной |
вероятности |
|
|
|
||||
ш (л*, Tis, |
Ѳ I ^ ) = |
о» (6 И* )да(Xft, in I 6, I * ) |
(5.159) |
.ч могут быть выражены через отношение 4 апостериор ных вероятностей ВУ (Ѳ | £*) [см. соотношение (5.145)]. Так
как w (Ѳ = 1 I ) + w (6 = О I %l ) = 1, то с помощью (5.145) получим
«у(е= 11 |
)=тя=7^- |
И ѳ |
= ° і ^ ) = г т ѵ |
( 5 Л 6 0 ) |
||||
Заметим, |
что входящая в |
правую |
часть |
выражения |
||||
(5.159) плотность |
вероятности |
w(xk, |
% \ 5* , 6) |
представ |
||||
ляет собой |
общую запись апостериорных плотностей ве |
|||||||
роятности Wps(xk, |
T|f t , k) |
при Ѳ = 1 |
и |
wps(y\h, |
k) ô (хй ) при |
|||
Ѳ = 0, для |
которых выше были получены рекуррентные |
|||||||
соотношения (5.74) и (5.16) соответственно. |
|
|
211