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

ВНИМАНИЕ! Если данный файл нарушает Ваши авторские права, то обязательно сообщите нам.

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 ріYPo 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) = )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