книги из ГПНТБ / Казаков В.А. Введение в теорию марковских процессов и некоторые радиотехнические задачи
.pdfцесса 'ИЗ белого шума в следующем виде:
|
|
dwVa'{x, |
і)>-c=Lpr |
(л) wvs |
(X, |
t) + |
[F (X, t) |
- |
|
|
|
|
|
dt |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
-<F(x, |
t)>}wps(x, |
t). |
|
|
(5.67) |
|||
Это |
основное |
уравнение, |
которое было |
получено |
|||||||
Р. |
Л. |
Стратоновичем |
[4—6]. |
Оно, |
очевидно, |
включает |
|||||
в себя частные случаи |
(5.49), (5.60), (5.61). Пример мо |
||||||||||
делирования уравнения (5.67) для простейшего |
дискрет |
||||||||||
ного процесса |
( N = 2 ) |
>был приведен |
в предыдущем |
па |
|||||||
раграфе. При N>2 |
необходимо согласно (5.60) строить |
||||||||||
іѴ-канальное устройство, которое должно в |
|
к а ж д ы й |
|||||||||
момент времени t вычислять все N апостериорных |
веро |
||||||||||
ятностей WpS(xj, |
t). |
За .оценку |
переданного |
сообще |
|||||||
ния |
принимается |
то мгновенное |
значение |
Х*І(І), |
Д Л Я |
которого апостериорная вероятность оказывается макси мальной. Для непрерывного процесса x(t) число состоя ний бесконечно и, следовательно, для моделирования уравнения (5.67) требуется предварительное квантование по уровню. Такая процедура помимо того, что она вно сит погрешность квантования, слишком сложна для практической реализации. Можно, однако, указать ва
риант, |
когда |
уравнение для |
плотности |
вероятности |
(5.67) |
б е з п о г р е ш н о с т е й |
заменяется |
на уравнения |
|
для конечного |
числа параметров. Это возможно, когда |
апостериорная плотность вероятности является нормаль ной [11, 6]. Поокольку одномерный нормальный закон определяется двумя параметрами, то уравнение для плотности вероятности заменяется в этом случае систе мой двух дифференциальных уравнений для математи ческого ожидания и дисперсии.
|
Если априорный процесс является нормальным [для |
||||||||
этого |
необходимо, чтобы Кі(х, |
t)=ax+b |
(a, |
b = const), |
|||||
Къ(х, |
t) =const (ом. § 3.8)], то апостериорная |
плотность |
|||||||
будет также нормальной в том случае, когда |
функция |
||||||||
F(x, |
|
t) представляет собой полином от |
х |
степени, |
не |
||||
выше второй [6, 12]. Последнее |
положение |
основывается |
|||||||
на следующих соображениях. Если |
подставить |
функцию |
|||||||
|
|
|
|
2°2 |
(0 |
|
} , |
(5.68) |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
где |
in(t) и <32(t) —математическое |
ожидание |
и диспер |
||||||
сия |
апостериорной плотности, |
в уравнение |
|
(5.67), |
то |
||||
в левой части после взятия производной |
по t |
будуті |
чле- |
180
Hbf, Содержащие X в нулевой, первой и второй степенях. Равенство в этом случае возможно, когда правая часть после взятия производных по х будет содержать столь
ко |
в |
указанных |
степенях. |
При F(x, |
t) =a + bx + cx2 |
|||||
(a, |
b, |
с —const) |
это условие |
выполняется. Мы не |
будем |
|||||
в доказательство |
приводить |
аналитические |
выкладки, |
|||||||
относящиеся |
к |
общему |
виду |
уравнений |
(5.67), |
а рас |
||||
смотрим пример |
[6, 8]. |
|
|
|
|
|
||||
|
Пусть х(і) |
— гауссовский марковский |
процесс, |
описы |
||||||
ваемый стохастическим |
уравнением |
|
|
|
||||||
|
х = — ах - f пх(0. |
Кі (JC, t) = — о-х, Ks(x, |
t) = |
^-, |
где nx(t) — белый шум, иной чем n(t), со спектральной плотностью ~ *>.
Уравнение (5.67) при этом-запишется в виде
—РІР^+[Р(X. |
t)-<F |
(X, t)>] wps(X, t), |
(5.69) |
где |
|
|
|
Р(х,і) |
= |
^[2Ці)х(і)-хЦт. |
|
Как видно, .и априорный |
оператор и функция |
F(x, t) |
отвечает сформулированным выше требованиям, поэтому следует ожидать, что левая и правая части уравнения
(5.69) при подстановке (5.68) будут являться |
імногочле— |
нами от X степени, не выше второй. Чтобы |
проверить |
этот факт, можно взять соответствующие производные |
|
от (5.68) ,н затем подставить их в уравнение |
(5.69). Од |
нако результат достигается легче, если перейти от урав
нения |
(5.69) ' или |
(5.61) |
для плотности вероятности |
|||
wps(xJt) |
,к |
уравнению для |
\nwps(x,t). |
|
Разделим (5.61) |
|
на WpS(x,t) |
и заметим, что |
|
|
|
||
|
|
âwps |
(х, t) |
d 1п Wps |
(х, |
t) |
|
|
wts |
(х, t) dt |
dt |
~ |
' |
|
|
dwPs (x, t) |
à\nwPs(x, |
|
t) |
|
|
|
Wps {*•, t) dx |
dx |
' |
*) Белый шум nx{t) не действует в канале связи, он служит лишь для образования марковского процесса х(t).
13— 18g |
181 |
дЧврДх, i) |
|
|
d-\nwps{x, |
t) |
I /ô Intop,(x, I) |
|
||||
lu wps (X, t) = - |
|
- |
i - ln & - |
|
- |
i - In s2 (0 - |
j £ i |
^ ô ~ |
||
Тогда |
из (5.61) |
получим |
|
|
|
|
|
|||
- |
°3 |
(0 + |
|
|
m [i)f + ^ |
à |
. { x _ m {t)Y |
= |
|
|
|
|
= aa2 |
(^) — a,t [л — m (/)] -f- — -f- |
|
|
|||||
|
• |
AL |
[JC - |
m (Ol2 + |
32 |
(0 [25 {t) X - x~], |
(5.70) |
|||
|
|
•(0 |
где точка сверху означает производную по времени. Прежде всего отметим, что правая и левая части дей
ствительно являются многочленами типа а + Ьх + сх2. Это обстоятельство дает возможность, приравнивая коэффи циенты при одинаковых степенях х, получить дифферен циальные уравнения для математического ожидания m(t) и дисперсии а2(() апостериорной плотности вероят ности. Однако прежде чем выписать эти уравнения, обра тим внимание на то, что у нормального распределения мода совпадает с математическим ожиданием. Следова тельно, математическое ожидание в каждый момент времени совпадает с оценкой х* по критерию максималь ной апостериорной вероятности. Дисперсия апостериор ного распределения o2(t) служит оценкой качества филь трации. В дальнейшем параметры апостериорного рас пределения будут отмечаться звездочкой:
m(t) = x*, |
a2(t)=a*2. |
|
|
С учетом новых обозначений из |
(5.70) получаем |
||
X* = ах* + 4Іг X* - |
-£=r х* + |
^ С - Щ, |
(5.71) |
|
— |
ѵ О |
|
Начальными условиями для (5.71), (5.72) служат апри орные значения, определяемые стохастическим диффе ренциальным уравнением процесса х(і).
Для стационарного режима, когда a*2 (t)=0, из (5.72) можно найти среднюю дисперсию апостериорного рас-. пределения
а*2 = ; * 2 ^ - І У Л ^ + Л Ѵ Ѵ , |
(5.73) |
182
•Как видно, дифференциальное уравнение (5.71) яв
ляется линейным, что находится |
в полном |
соответствии |
|
с общими |
представлениями: фильтрация |
нормального |
|
процесса |
из другого нормального |
процесса |
осуществля |
ется линейным устройством. Линейная теория Колмого рова— Винера (§ 5.1) и теория условных марковских процессов приводят в данном случае к одинаковым ре зультатам.
Действительно, если учесть, что в соответствии
с (3.87) при /—>-оо
Nx = Aaa,
жх >
то (5.73) легко представляется в виде (5.9):
s* = - f ( Х - * ) .
где у определяется выражением (5.7).
Рассмотренный вариант решения задачи фильтрации является более простым по сравнению с методом реше ния соответствующего уравнения Винера — Хопфа. Кро ме того, теория условных марковских процеосов имеет еще ряд преимуществ, состоящих в том, что с ее помощью описывается нестационарный режим фильтрации и ре шается задача фильтрации процессов, характеристики которых меняются во времени [6].
5.5.Уравнения фильтрации марковского
сообщения из белого шума и марковской помехи
В § 5.2—5.4 рассматривался наиболее простой случай, когда £ (t) =х (t) + п (t). Этот вариант характерен для задач автоматического управления. В радиотехнике важна задача фильтрации в общей постановке (5.1), из ложению которой посвящен настоящий параграф. Ниже следующие выкладки хотя и более громоздки, но по ха рактеру весьма сходны с теми, которые приводились в §§ 5.2—5.4, поэтому комментарии к ним будут менее подробными.
Итак, на вход приемника поступает реализация (5.1)
W)=S(x,t) + V(i\,t)+n(t).
Необходимо оптимальным образом отфильтровать из этой смеси сообщение x(t).
13* |
183 |
Ё такой постановке задача была впервые решена Р. Л. Стратоновичем и Ю. Г. Сосулиным [13]. Однако авторы проанализировали случай, когда х(і), r\(t)— диффузионные процессы. Подобное ограничение не яв ляется принципиальным, и уравнения оптимального при ема в такой помеховой ситуации можно получить для
дискретных марковских |
процессов x(t), r\(t) [14]. |
|
|||||
Вывод уравнений фильтрации будем производить по |
|||||||
методике [5] *>. |
|
|
|
|
|
|
|
По аналогии |
с § 5.2 |
рассмотрим трехмерный маркое- . |
|||||
скин |
процесс [%(t), x(t), |
r\(t)\ который |
подвергнем |
дис |
|||
кретизации. Дискретный процесс [%т, хт, |
г\т] |
будем |
ха |
||||
рактеризовать |
начальной |
Wo(£,o, Хо, щ) |
и |
переходной |
|||
v(îh, |
Xh, r\k/i,h-i, |
Xh-u *\h-i) |
плотностями |
вероятностей. |
Повторяя выкладки § 5.2, получаем рекуррентное соот ношение, подобное (5.17):
Л S Wp, (хт, Ч[т, •»)
|
|
S |
2 |
S S |
|
|
A ' m + 1 1 m + 1 xm Xi |
||
v |
( S m - H ' Xm + 4 |
| Siw |
|
"4m) |
ffi'ps ( * m . |
f\m, ГЛ.) V ( S m + 1 . * m + l - |
" W l |
I I m . Хт,Ч\„, |
|
Располагая |
двумерной |
плотностью |
wvs{xm+i, |
т + 1), легко найти одномерное распределение для щения
(5.74)
цт+и
сооб
Wps{xm+V |
m + l ) = |
Yi |
Щв{хт+г. |
тіт+ 1 . m + 1 ) . |
|||||
|
|
|
1 ш + 1 |
|
|
|
|
|
|
Упростим |
обозначения: |
S(xJt')=S(x), |
V(-r\Jt) |
= |
V(r\); |
||||
Xh-i, |
Цк-і] |
= [І', x', |
11'], |
[lh, Xh, щ]=[1, |
x, |
T)] |
и заме |
||
тим, что двумерный процесс [x(it), |
r\{t)] |
характеризуется |
|||||||
априорным |
уравнением |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
дщгІ»,-п, { ) = Ь |
р г { х 1 |
Шрг |
{ х > Чі |
t), |
|
(5.75) |
||
где Lpr(x, |
t]) — некоторый априорный |
оператор. |
|
||||||
По аналогии с (5.57) плотность вероятности |
перехода |
||||||||
из состояния [|' |
х', г\'] в |
состояние |
[£, |
х,-і\] |
за |
время Ai |
*' В [5] приведен вывод -уравнений для случая, когда f(0 =
=S(x, о+л(0-
184
в предположении независимости процессов x(t) nr\(t) за пишем следующим образом:
|
V(6,х.ц\Ѵ, |
|
X ' , |
т,') = |
[§,,, |
+ |
А а ( X ! х ' ) ] [ 8 ч Ѵ |
+ |
|||||||
+ Д*Я (TJ |
I т)')] |
|
|
ехр { |
|
|
[Ç - 5 (X) - |
V |
} . |
||||||
или в иной |
форме |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
X, |
л', |
7)') = |
/ ^ |
[ |
8 |
^ , |
8^, + |
Д Щ х , т,|х", |
|||||||
где |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
(5.76) |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Л |
(X, 7, J X', |
у ) |
= |
ехр |
/ |
- [ |
Е |
|
- |
S |
(X) - |
V ( T , ) ] 2 J |
X |
||
|
X [ M ^ : | ^ ) 8 w + A ( 4 | V ) 8 ^ ] + - i r X • |
||||||||||||||
Х {ехр ( - ^ - [5 - |
Six) |
- |
V (T,)]2) - |
1} Ьхх, 8 ^ . |
(5.77) |
||||||||||
Подставим |
(5.76) в рекуррентное соотношение (5.74). |
||||||||||||||
Обозначив для краткости знаменатель через |
С, с учетом |
||||||||||||||
изменившихся |
обозначений |
получим |
|
|
|
|
|||||||||
|
|
|
|
|
wps(x, |
ц, t-\-M) |
= |
|
|
|
|||||
|
Е |
SWPS{Х''F , I ) V { L |
*'711%'!Х''Ѵ ) |
= |
|
||||||||||
|
|
X' |
г,' |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
=~^Е YàV^h[5-' SII'+Л'Л{Х>711Х ''Ѵ ) 1ШР5 |
^0 ^ |
||||||||||||||
X' |
-Г)' |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
+ Ä T S SЛ{Х'711 |
Y )% S |
|
^ |
|
(5'78) |
|||||||||
|
|
|
X' |
у |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Нетрудно заметить [см. (5.74)], что для вычисления |
|||||||||||||||
знаменателя |
С следует |
числитель |
(5.74) |
просуммировать |
|||||||||||
по X, ц, т. е. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
X |
1) |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
+ Л ' Е Е Л {Х~711 |
|
Ѵ ) |
^ |
|
|
^ / ) ] = |
|
|
||||||
|
|
X' |
ц> |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
18§
в |
Разложив величину |
С - 1 |
в |
ряд и подставив |
результат |
||||||||||||||||
(5.78), лолучим |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
wvs |
{х, |
т,, t-{-àt)=wps |
{х, |
-т], |
О+ЛгЕ ЦЛ {х,і) 1 X',t)') |
Wps |
{X', |
7)', |
|||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Л ' |
1)' |
|
|
|
|
|
|
|
|
О - а>Р 8 (-*Л1.')А* |
S |
S |
Л (л, Tj|Jc',^')>pe (Jf', |
т)', 9. |
(5.79) |
||||||||||||||||
В соотношении (5.79) опущено слагаемое, имеющее по |
|||||||||||||||||||||
рядок |
малости (АО2 - |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||
|
Перенесем |
wps(x,r\,t) |
|
|
влево, |
разделим |
обе |
части |
|||||||||||||
уравнения |
(5.79) |
на |
At |
|
и |
перейдем |
к |
пределу |
при |
||||||||||||
At—ѵО: |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
|
|
l i m |
wps |
{x, |
У), |
t+At) |
|
— wvs |
(x, |
7), |
/ ) |
|
|
|
|
|
||||
|
|
= J ™ |
J ] |
J ] A |
(•*• |
|
ч |
I |
|
ч') ° Ѵ (*'. "4', 0 |
- |
|
|
||||||||
|
- Шпшр, (x, |
TJ, 0 J |
] |
J |
] |
Л (x, |
7j |
I x', |
7)') W p |
a |
(x', |
n',t). |
(5.80) |
||||||||
|
Предел |
величины |
Л(х, ті|х', г\') |
находится |
просто |
и |
|||||||||||||||
выражается соотношением |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||
|
|
|
lira Л (л-, т) |
I x', |
у ) = |
Я (л-1 |
8 |
|
+ |
|
|
|
|||||||||
|
+ я (ѴѴ) 8Д,. - |
|
|
[5 - |
|
S (x) - |
V (г,)]3 Ьхх, |
8 ч ѵ . |
(5.81) |
||||||||||||
Используя |
(5.81), |
преобразуем |
формулу |
(5.80) к |
виду |
|
|||||||||||||||
|
|
^ ( * . ^ 0 а = 2 ] я ( ^ | ^ > р . ( ^ , , , / ) + |
|
|
|
||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
Л:' |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
- |
wps |
(х.-ц.і) |
£ j |
^ |
Л |
|
У |
' |
|
0 |
1 5 - 5 |
(x) |
- |
V (i)f. |
(5.82) |
|||||
|
|
|
|
|
* |
i |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
При записи (5.82) учтено, что
£ а (*1 * . ' ) = £ Мч h ' ) = Q.
*1
186
Упрощая |
|
(5.82), |
получаем' |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||
|
+ |
œ»p.(X, |
T,, f)[F(x, |
n,t)-<F(X, |
|
ъ |
t) > ] , |
|
(5.83) |
||||||||||
где [см. |
|
(5.75)] |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
|
L p |
r |
{x, |
TJ) шР 5 (JC, f), ^ |
= |
£ |
Я (JC |
I Л:') twps |
(x', |
|
|
f\,t)-{- |
|
||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
X' |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
+ S M I | V ) ' ^ ( ^ |
V.O. |
|
|
|
|
|
|
|||||||
F (x, |
ъ |
t) = |
J - |
(2^ [S (x) + |
V Ш |
- |
[S (x) + |
V (-л)]2}, |
(5.84) |
||||||||||
|
|
|
|
Jv |
0 |
|
|
|
|
|
|
|
|
TJ, t). |
|
|
|
|
|
|
< |
|
F (x, |
•»!,*)> = |
S S / 7 |
(л-, ï), 0 Œ»pe |
|
|
|
|
|||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
x |
V |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Соотношение |
(5.83) |
является |
уравнением |
нелинейной |
|||||||||||||||
фильтрации |
сообщения |
x(t) |
и случайного процесса ті(#) |
||||||||||||||||
из белого шума. Очевидно, что, располагая |
распределе |
||||||||||||||||||
нием |
wvs(x,r\,t) |
|
легко |
вычислить |
|
wps(x,t): |
|
|
|
|
|
||||||||
|
|
|
|
|
|
Юр, (JC, 0 = |
S |
'«V (•*, |
0 |
|
|
|
|
(5-85) |
|||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
ч |
|
|
|
|
t) |
|
|
|
|
|
и затем |
|
по максимальному значению wps(x, |
|
принять |
|||||||||||||||
решение о значении |
x*(t). |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||
Разберем |
|
задачу |
фильтрации |
марковского |
процесса |
||||||||||||||
с двумя состояниями x(t) |
из белого шума n(t) |
и |
другого |
||||||||||||||||
марковского процесса с двумя состояниями t\(t), |
|
т. |
е. |
||||||||||||||||
S(x)=x(t), |
|
|
|
|
V(j\)=r[(t). |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
Положим |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
|
|
|
|
|
x1—-f)l |
= |
0; |
|
х., = х; |
|
-*і3 == |
TJ; |
|
|
|
|
|
||
Я (х31 x,) = |
|
Я (x 10) = |
<хх; |
Я (JC, |
I х2) = Х(0\х) |
= |
ßx ; |
„fi< |
|||||||||||
Я Ы ъ ) = |
Я Ы 0 ) = |
Ѵ |
M 4 l |
h = ) = |
A(0|ïi) = |
P v |
|
^ |
; |
||||||||||
и учтем, |
|
что |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
(x, |л;1) = |
Я(0|0) = —ax; |
Я (x, |
\ x3) |
= |
X(x\x) |
= |
— ß*; |
|
|||||||||||
(тІ 1 |7,1 ) = |
|
Я ( 0 | 0 ) = - а ч ; |
|
Я( - Ч а |т І 8 ) = |
Я(1 і|іі) = - Р ч . |
l b - ö 7 > |
|||||||||||||
Имея |
в |
|
виду |
(5.86) — (5.87), |
конкретизируем |
уравнение |
|||||||||||||
(5.83): |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
(°; |
°-1)= |
|
- (ax+ar) |
wps (0, 0, 0 + р.хШр8 (X, 0, |
*)•+ |
|
||||||||||||
|
4- |
оір„ (0, -п, 0 - |
^рз (0, |
0J)<F |
(x, |
il, 0 > ; |
(5.88) |
187
dwvs |
(x, 0, t) |
~ axwps |
(0, 0, t) - (p» + |
|
dt |
||
+ |
P4Œ»Ps {x, I . 9 + |
œ)P5 (л, 0, 0 |
|
|
|
- < F ( * , TJ,0> |
wvs (x, 0, 0 +
(2tv - л;2)
(5.89)
х + ц
СД
xh /Г5
|
V - / |
V I х |
±_ |
|
"о |
"1 |
C T |
Ott x
Wps(X,0,t)
Wp3(X,t)
P«c. 5.2.
|
|
-<F(x,-4,t)> |
|
(5.90) |
dwPs (x, |
-g, t) |
•=axtsaps (0, -г), 0 + a |
A |
(•*• °- 9 — |
• dt |
|
|||
- (P* + ß4 ) ^PS (•*> "П. 0 + o » p . (x, TJ, f) |
(JC+TJ) |
|||
|
|
где |
|
(5.91) |
|
|
|
|
|
|
|
< F (x, T), 0 > = |
дг- {шР 8 (x, 0, *)(2bc — |
|
|
|
- . r ) + ^ ( 0 , |
T,, 0 ( 2 ^ - f ) + |
+Шр5 (X, 7), *)[2* (Л - +7|) - ( X - f 7 ) ) 2 ) } .
|
|
|
(5.92) |
V |
Схема, реализующая |
уравнения |
|
(5.88) — (5.92), |
(5.85) и дополненная, |
||
|
сравнивающим |
устройством, |
представ |
г 5
лена на рис. 5.2, где KB — квадратор, СУ — сравнивающее устройство. Опти мальный приемник содержит в себе об-
Х
X
ßx
f
VUpS(0,l,t)
u)ps(0,0,t)
Ж
ivps(0,t)
СУ
X
!§9
разцы сигнала х .и помехи п. Принимаемая •реализация обрабатывается устройством, и на выходах четырех, интеграторов в каждый момент времени получаются зна чения вероятностей каждого из возможных состояний двумерного процесса [хь t\j]. После этого согласно (5.85) выполняется операция усреднения и на входы сравни вающего устройства поступают величины апостериорных вероятностей двух состояний сигнала. Схема сравнения работает по критерию максимума апостериорной веро ятности и в каждый момент времени выдает соответст вующее решение. В результате такой обработки на выходе оптимального устройства получается марковский процесс с двумя состояниями, который отличается от переданного с минимально возможной ошибкой. К сожа лению, количественная оценка качества фильтоацни
затруднительна.
Аналогично можно рассмотреть ряд задач, в которых процессы x(t) и t)(t) входят в сигнал и помеху нелиней ным образом. Пусть, например,
|
|
|
t |
|
S (х) = As |
cos Г œ,f -(- Mч |
j X (С) dt' |
- f <pe (t) |
|
|
|
|
0 |
|
V (r,) = |
An cos Щ + |
Мфт, (*) + ? 7 ] |
(t)},. |
|
где Мц, Мф — постоянные |
коэффициенты. |
|
||
При этом структура |
приемника изменится незначи |
тельно: 1) усложнятся элементы, формирующие образцы
сигнала и помехи, 2) |
в связи с тем, что равенство |
нулю |
|||||
процессов x(t) |
и r\(t) |
в этом |
случае не означает |
отсут |
|||
ствия сигнала |
и помехи, часть |
схемы, |
примыкающая |
||||
к интегратору |
вероятности wps(0, |
0, t), |
дополнится не |
||||
которыми новыми элементами. |
|
|
|
|
|||
Увеличение |
числа |
возможных |
состояний |
процессов |
|||
приводит к соответствующему |
увеличению |
количества |
|||||
уравнений типа (5.88)—(5.92) |
и, следовательно, к даль |
нейшему усложнению схемы оптимального фильтрующе го устройства. Вообще в тех случаях, когда приходится иметь дело с дискретными процессами, схемы оптималь ных приемников оказываются весьма громоздкими. Если же процессы x(t) и r\(t) непрерывны, то имеется воз можность, воспользовавшись приближенным методом, значительно упростить структуру оптимального фильтру ющего устройства, 190