Файл: Курикша, А. А. Квантовая оптика и оптическая локация (статистическая теория).pdf
ВУЗ: Не указан
Категория: Не указан
Дисциплина: Не указана
Добавлен: 23.10.2024
Просмотров: 88
Скачиваний: 0
ным моментом этой постановки является введение сово купности «решающих» операторов
l I ( o ) = £ j A > ( o ! x ) < 4 |
(5.1.1) |
X
где \х} —собственный вектор совокупности измеряемых характеристик системы; л(о\х) — распределение вероят ностей для принимаемых решений б при условии, что из мерено X (рассматриваются рандомизированные решаю щие правила). Естественно считать, что совокупность
операторов х полная, так что каждое значение хне вырож дено. В противном случае система, подвергнутая изме рениям, еще «помнила» бы что-то о своем первоначаль ном состоянии, и измерения следоввло бы продолжать.
Оператор П (о) подобен оператору проекции (см. §1.1). Сходство становится тождеством, если %(bjx) принимает
только два значения: 0 и 1, т. е. если результатам изме рения X ставятся в однозначное соответствие те или иные решения о. Вероятность р(б|А,) принять ô в ситуации, характеризуемой параметром %, получаем в результате
квантовомеханического усреднения П(<5) по результатам измерения х:
р(о|Я) = Тг{?(Я)П(8)},
где р(Я) — оператор плотности, соответствующий си туации.
Усредняя функцию потерь г ( о , X) с помощью распре деления р(öIÀ.) и априорного распределения р-л{Ъ), по лучаем выражение для среднего риска
Я = ЭДр.(Я)г(8, А)Тг{р(Я)Й(8)}<Ш8. (5-1-2)
Далее синтез сводится к минимизации R выбором х (из всевозможных полных совокупностей операторов) и
п(8\х).
Исследовать задачу на минимум в общем виде не удается. В [86] рассмотрение доведено до конца лишь для двухальтернативного решения. В этом случае эле-
10* |
147 |
ментарными преобразованиями задача сводится к мак симизации
|
|
Тг[(р, |
- Y P o ) S,]. |
|
(5.1.3) |
|
где 1 и 0 — индексы гипотез, |
а |
|
|
|||
г |
._ |
1 -РѴ) |
Г(\, 0 ) - Г ( 0 , 0) |
|
|
|
|
> — |
р[1) |
г(0, 1 ) - г ( 1 , 1) |
• |
|
|
Переходя к диагональному |
представлению |
для р,— ур0 , |
||||
нетрудно показать |
(см. [86]), |
что (5.1.3) |
максимально, |
|||
если измеряются величины *), |
в представлении которых |
|||||
обеспечивается |
указанная |
диагонализадия, |
а |
решение 1 |
принимается в том случае, если полученное значение разности рі—YPo больше нуля.
Следует отметить, что для частного случая выбора между двумя чистыми состояниями системы при исполь
зовании критерия Неймана — Пирсона |
задача |
синтеза |
была решена в работе П. А. Бакута |
и С. С. |
Щурова |
[87]. Решение в этом случае удается довести до получе ния характеристик обнаружения. Полученные оптималь
ные характеристики |
обнаружения |
сравниваются |
в [87] |
с характеристиками |
приемника, измеряющего поле в объ |
||
еме [84, 85]. |
|
|
|
Метод, использованный в [87] |
для получения |
харак |
теристик обнаружения, легко обобщить на случай двух-
альтернативных |
решений при |
смешанных |
состояниях. |
В соответствии |
со сказанным |
оптимальный |
решающий |
оператор для простой гипотезы |
имеет вид |
|
f>0
где f, \ f) — собственные значения и собственные функции
оператора |
р, — ТР0- |
Обозначим |
через |
р(1|1) |
и р(1|0) |
ве |
|||
роятности принять решение 1, когда верно |
1 |
и 0 соответ |
|||||||
ственно. Справедливо |
соотношение |
|
|
|
|
||||
р (1 j 1) - |
YP (110) = |
£ |
(/!?, |
- |
Y?» 1 /> = |
2 |
/( |
fin=2 |
|
|
|
/>0 |
|
|
f>0 |
|
/ > 0 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
(5.1.4) |
|
*' Физический смысл |
и |
способ |
измерения |
этих |
величин в |
об |
|||
щем случае не ясен, ие |
очевидно, |
что всем эрмитовым операторам |
|||||||
соответствуют |
физмчеоки |
намеряемые |
величины. |
|
|
|
148
|
Для получения характеристик обнаружения остается |
|||||||||||
найти |
р(1|0) |
при |
заданном у, что во |
многих |
случаях |
|||||||
проще, |
чем найти |
р ( 1 | 1 ) . |
|
|
|
|
|
|||||
|
Заметим, |
что |
классическим |
аналогом (5.1.4) |
являет |
|||||||
ся |
соотношение |
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
|
|
|
|
|
|
|
со |
|
|
|
|
|
|
|
P ( 111 ) - |
тр ( 110) = J [ P l |
(Л) - |
m , (Л)] dA, |
|
|
|||||
|
|
|
|
|
|
|
t |
|
|
|
|
|
где |
рі(Л), |
ро(Л) —распределения |
для |
отношения |
прав |
|||||||
доподобия |
для гипотез |
1 и 0. |
|
|
|
|
|
|||||
|
Аналогичные |
соотношения |
нетрудно |
получить |
и для |
|||||||
р ( 0 | 1 ) - ѵ р ( 0 | 0 ) . |
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
|
Задачу определения набора измеряемых параметров |
|||||||||||
квантовомеханической |
системы, являющегося достаточ |
ной статистикой для принятия любых решений о состоя нии системы, удается решить в описанной постановке К. В. Хелстрома. Это можно сделать, если допустить, что для всех априори возможных X [см. (5.1.2)] существует представление (использующее собственные функции со вокупности эрмитовых операторов, поскольку речь идет об измерении физических параметров системы), диагоналнзирующее операторы шютности:
P>) = Ep(z|A)|z)<2|. |
(5.1.5) |
z |
|
В этом случае именно совокупность величин z и являет
ся искомой достаточной |
статистикой. |
|
|||
Докажем это утверждение, предполагая для про |
|||||
стоты |
множество принимаемых |
решений |
б конечным |
||
(для |
общего случая обоснование |
будет приведено далее). |
|||
При конечном множестве решений интеграл |
в (5.1.2) за |
||||
меняем суммой |
|
|
|
|
|
|
R = 2 |
J р0 (2) г (8, Я) Тг Г? W Û Щ |
dl. |
||
|
ь |
|
|
|
|
Подставим сюда |
(5.1.5) |
и преобразуем результат к ви |
|||
ду*) |
|
|
|
|
|
|
R = |
S p (z) S <р (8[z) X , (S), |
(5.1.6) |
||
|
|
z |
5 |
|
|
*> Рассуждения на этом ѳтаіпе доказательства совпадают с ис
пользованными при доказательстве теоремы 7.2 в [89].
149
где |
|
|
|
|
«Р (8|2) = (г )П (Я) I г) = £ * (фс) |<л-|г> |2 , |
(5.1.7) |
|
|
|
X |
|
|
Р ( г ) = |
Jp« (Я)р(г|Я)гіЯ, |
|
|
^(S) = ^ |
j p n « P № ) r ( S , Х)гіЯ. |
(5.1.8) |
Минимум среднего риска должен обеспечиваться вы |
|||
бором л- и |
к(6\х). |
|
|
Легко видеть, что 0<;cp(ô|z)<; 1 и что минимум |
риска |
||
получается |
тогда, когда при заданном z функция cp (ô | z) = |
||
= 1 для того б, при котором тг(<5) минимальна, и |
равна |
нулю для остальных о. Это требование выполняется, если
x=z и л(б|г,) удовлетворяет условиям, сформулирован ным для ф(б|г) . Следовательно, измеряя z, можно по лучить минимум риска, и, следовательно, z является до статочной статистикой.
Этот же результат можно получить из следующих простых соображений [88].
Воспользуемся статистическим толкованием операто ра плотности (5.1.5), т. е. будем считать формально, что смешанное состояние получено из множества чистых со
стояний |
с |
операторами плотности |
\z > |
(z\ |
случайным |
|||
выбором |
с |
распределением |
p(z\l) |
для |
исходов. Прини |
|||
мая это |
толкование, |
считаем, |
что |
система |
находится |
|||
в одном |
из чистых |
состояний |
|z> |
< z\ |
и |
лучшее, что |
||
можно |
получить, измеряя |
параметры |
системы, — это |
полностью определить ее состояние. Для этого достаточ но измерить набор величин z, являющийся, следователь но, достаточной статистикой. Эту статистику можно за тем использовать в классической процедуре теории решений.
Основным ограничением, свойственным данному под ходу, является требование одновременной диагонализации операторов плотности для всех априори возможных ситуаций. Как будет показано в дальнейшем, это требо вание вынуждает при рассмотрении задач, представляю щих практический интерес, ограничиваться рассмотре нием взаимно ортогональных сигналов.
Приемники, синтезированные для этих сигналов, мо гут быть использованы как квазиоптимальные и в дру150
гих случаях. Так, например, в задаче определения на правления на цель, угловое положение которой может меняться непрерывно, в качестве квазиоптималы-юго, можно использовать приемник, рассчитанный на диск ретные направления, для которых сигналы на приемной апертуре ортогональны. Такой принцип построения при емника очень часто реализуют на практике.
Обсуждаемое требование не выполняется в важной для практики задаче разделения сигналов от близкорас положенных целей, решению которой для классических сигналов уделялось и продолжает уделяться большое внимание. В квантовомеханическом случае пока не уда лось найти оптимальный приемник для этой задачи. Возможные постановки задачи синтеза и ограничения, связанные с кватовой структурой поля, будут обсужде ны в § 5.5.
Итак, описаны общие • подходы к задаче проверки статистических гипотез о квантовомеханической системе. В случае, если такой системой является поле, заполняю щее, вообще говоря, все пространство, немаловажно и то, какая часть поля считается доступной для наблюде ния. В работе К- В. Хелстрома ,[86] в качестве доступной для наблюдений системы рассматривалось поле в огра ниченном объеме — ловушка с затвором со стороны входной апертуры. В этой части подход К. В. Хелстрома близок к использованному П. А. Бакутом в (84, 85].
В работе автора ,[88] доступным для наблюдения счи талось изменяющееся поле на плоской апертуре. Эта ситуация ближе, по-видимому, к имеющимся на прак тике. Такой же случай был рассмотрен и К. В. Хелстромом в [90].
Результаты синтеза оптимального приемника для различных вариантов наблюдения поля (в объеме, на апертуре и т. д.), разумеется, получаются различными. Однако для поля в ловушке и на апертуре эти результа ты, как справедливо отмечено в (91], могут быть преобра зованы друг в друга, поскольку эти поля связаны взаим нооднозначно.
Процедура синтеза во всех случаях содержит два этапа. Сначала по оператору плотности поля во всем пространстве необходимо построить оператор плотности доступной для наблюдения части поля (подсистемы по отношению к полю), а затем .применить к подсистеме опи-
151
санную процедуру нахождения оптимального способа принятия решения.
Для большей наглядности сначала рассмотрим более простой случай дискретной совокупности мод, а затем задачу оптимальной регистрации поля на апертуре.
5.2. Оптимальный приемник для дискретной совокупности мод
Рассмотрим сначала случай, при котором исследуе мое поле представляет собой дискретную совокупность конечного числа (т.) мод. Будем считать, как и раньше, что оператор плотности поля представлен в виде
Р = ] . . ^ Р ( Ы ) П І « І ) Ы * Ч |
С5 -2 -1 ) |
|
где |ш ) — вектор |
состояния у-й моды с |
заданной ам |
плитудой о,-; p({aj}) |
—весовая функция |
Р-представле- |
ния, совпадающая с классической функцией распреде ления для комплексных амплитуд; интегрирование про изводится по комплексным плоскостям CZJ.
Хотя по форме представление (5.2.1) диагонально,
совокупность амплитуд {а3} не |
является искомой |
доста |
точной статистикой. Операторы |
a,j не эрмитовы, a |
p({a.j}) |
нельзя рассматривать как вероятностную меру на мно жестве состояний |{«j}> из-за их неортогональности. Нужно искать диагонализирующее представление, свя занное с собственными функциями каких-либо эрмито вых операторов.
Рассмотрим два случая: гауссова сигнала и регуляр ного сигнала со случайной фазой при наличии аддитив ной гауссовой помехи с некоррелированными значениями
амплитуд |
ctj. |
|
|
|
|
|
|
|
В первом |
случае |
|
|
|
|
|
||
Р({аМ |
= |
» » d e i n e n е х Р |
J - |
S |
« W * J . |
(5-2.2) |
||
где |
— матрица, |
обратная корреляционной |
матрице |
|||||
|
|
Rjk |
= |
(аV , ) = |
Nfa |
+ |
Rjhc, |
(5.2.3) |
Nj — среднее число квантов помехи в у'-й моде, ||i?jftcll— корреляционная мятрица полезного сигнала.
152