СПОСОБ ОЦЕНКИ ЭФФЕКТИВНОСТИ РАДИОЭЛЕКТРОННЫХ СРЕДСТВ В УСЛОВИЯХ ДЕЙСТВИЯ НЕПРЕДНАМЕРЕННЫХ ПОМЕХ И СИСТЕМА ДЛЯ ЕГО РЕАЛИЗАЦИИ

Изобретение относится к области электромагнитной совместимости (ЭМС) радиоэлектронных средств (РЭС), имеющих, в том числе режим приема и осуществляющих совместное функционирование в условиях действия непреднамеренных помех на объекте с ограниченными геометрическими (пространственными) размерами.

Современные РЭС [1] совместно решают задачи, связанные с приемом, обработкой и передачей информации, в том числе и в составе группировки (объекта) [2, 3]. При этом в результате их совместного взаимодействия возникает проблема ЭМС, обусловленная, в частности, существованием «паразитных» электродинамических связей, приводящих к взаимовлиянию РЭС друг на друга по каналам «антенна-антенна», вследствие чего эффективность их функционирования (далее - эффективность) может существенно снижаться [2, 3]. Вместе с тем решение проблемы обеспечения ЭМС без адекватной оценки эффективности каждого РЭС при их совместном функционировании в условиях действия НП по каналам «антенна-антенна» практически невозможно [2]. В этой связи получение такой оценки для РЭС в условиях действия НП по каналам «антенна-антенна» является актуальной задачей.

В общем случае задача оценки эффективности РЭС в условиях действия НП может быть решена способом анализа стохастического процесса смены работоспособных состояний РЭС (выбран в качестве прототипа) [3]. В основе способа-прототипа лежит определение вероятностей перехода РЭС из состояния в состояние, использующееся для дальнейшего расчета его эффективности. Получение таких вероятностей является главным достоинством способа-прототипа, позволяющем численно оценить потенциальную способность РЭС выполнения своих задач в нормальном (работоспособном) состоянии для конкретного момента времени. Однако, гипотеза о марковском характере процесса перехода РЭС из состояния в состояние, предложенная в [3], является определенным допущением, т.к. такие переходы на практике могут реализовываться по разным статистическим законам.

Заявляемый способ обладает следующими основными достоинствами:

1) отсутствием необходимости поиска, а также проведения других необходимых исследований по установлению характера и параметров процесса, адекватно отражающего смену состояний РЭС во времени;

2) универсальностью показателя эффективности, применимого к любому типу РЭС, имеющему, в том числе режим приема, и условиям его функционирования;

3) адекватным и точным учетом непреднамеренного электродинамического влияния РЭС друг на друга по каналам «антенна-антенна», требуемым в интересах оценки эффективности РЭС и обеспечения ЭМС при их совместной работе;

4) возможностью оценки эффективности функционирования РЭС в реальном масштабе времени, начиная с заданного числа циклов (опытов).

Заявляемый способ может быть использован при принятии решений о необходимости применения мер обеспечения ЭМС для РЭС, функционирующих в составе, например, какого-нибудь объекта.

Одновременно, предлагается система для оценки эффективности РЭС, имеющих, в том числе режим приема, реализующая этот способ.

Сущность заявляемого способа поясняется на основе следующих математических моделей.

В общем случае достаточно полной математической моделью технического состояния (ТС), например, i-го РЭС является модель с тремя состояниями [3]: где - работоспособное состояние; - состояние полного отказа; - состояние временного отказа. Временные отказы возникают из-за условий работы, имеющих отклонения от заданных, в результате, например, действия преднамеренных и/или непреднамеренных помех. Смена таких состояний может описываться дискретным марковским процессом. Тогда показатель эффективности РЭС W(t), учитывающий ТС РЭС в способе-прототипе, представляется в виде [3]

где P(t)=[p_n(t)], W_y(t)=[w_yn(t)], - векторы-столбцы безусловных вероятностей p_n(t) технического состояния РЭС и соответствующие им ус-ловные показатели эффективности w_yn(t) в момент времени t, назначаемые экспертным путем.

Так как использование формулы (1) на практике является проблематичным, а вычисление безусловных вероятностей P^T(t) осуществляется с определенными допущениями, объясняемыми марковостью дискретного случайного процесса смены состояний [3], то в предлагаемом способе используется модель ТС с двумя состояниями. Работоспособное состояние и состояние временного отказа обусловленное действием НП, а также показатель эффективности, адекватно отражающий смену ТС. Процесс смены ТС анализируемого РЭС показан на фигуре 1.

В качестве показателя эффективности в заявляемом способе предлагается вероятность потенциального выполнения, например, i-ым РЭС своих задач в цикле функционирования, характеризующая его потенциальную способность к решению назначенных задач в условиях действия НП. Этот показатель эквивалентен вероятности работоспособного состояния на интервале времени цикла функционирования. Такая вероятность зависит от отношения суммарной длительности времени работоспособного состояния i-го РЭС (суммарный интервал времени, в пределах которого отсутствуют НП, способные преодолеть заданный порог обнаружения) к общей длительности времени работы на прием в цикле функционирования, и может быть представлена в виде

где k - переменная цикла суммирования;

K - количество опытов (число реализаций);

- время (интервал) работы i-го РЭС на прием (длительность интервала работы РЭС в режиме приема) в j-ом цикле функционирования;

- суммарное время действия НП, превысивших установленный порог обнаружения в k-ой реализации j-го цикла функционирования i-го РЭС, определяемое выражением

Здесь - временной интервал превышения порога а-ой НП, не пересекающийся на интервале с другими НП;

L_i(k, j) - общее количество НП, взаимно не пересекающихся во времени, но преодолевших порог i-го РЭС на интервале ;

G_i(k, j) - общее количество групп НП, образующихся на интервале в результате случайного взаимного пересечения во времени и превысивших порог i-го РЭС;

τ_g(b)(k, w_b, j) - временной интервал превышения порога b-ой группой НП, представляемый в виде

где w_b - число НП, взаимно пересекающихся во времени в b-ой группе;

- вектор-строка - моментов времени окончания НП b-ой группы, представляемая выражением

- вектор-строка - моментов времени начала НП b-ой группы, представляемая выражением

Пример образования во времени непересекающихся НП (одиночные НП) и взаимно пересекающихся НП (группы НП) на интервале на выходе порогового устройства (ПУ) показан на фигуре 2 (зависимость напряжений НП U_НП и напряжений на входе и выходе ПУ U_{вх_ПУ}, U_{вых_ПУ} от времени t).

Суть заявляемого технического решения заключается в последовательной реализации следующих операций:

- определение текущего режима работы и параметров, например, i-го РЭС, являющихся существенными для этого режима с точки зрения задач исследования;

- оценка электромагнитной обстановки в соответствии с выражением (3);

- расчет эффективности, например, i-го РЭС на основе показателя (2).

Реализация способа оценки эффективности на примере i-го РЭС в условиях действия НП осуществляется системой, представленной на фигуре 3, в три этапа.

Этап определения текущего режима работы РЭС. На этом этапе определяются установленные рабочие параметры i-го РЭС: время работы на прием в j-ом цикле функционирования порог обнаружения минимальное число опытов (реализаций) K=K_min.

Этап анализа электромагнитной обстановки (ЭМО). После определения текущего режима работы в предлагаемой системе осуществляется анализ ЭМО. Непосредственно анализу предшествует прием и обработка в приемнике (ПРМ) НП, представляющих собой сигналы s_i(ƒ_{ОК_прд}, t), s_i(ƒ_{ПК_прд}, t), s_i(ƒ_{ВК_прд}, t), излучаемые передатчиками (фигура 3). При этом их учет осуществляется как по основным ƒ_{ОК_прд}, так и по побочным ƒ_{ПК_прд}, а также внеполосным ƒ_{ВК_прд} частотам (каналам) передачи [2].

Поступая на вход ПРМ, НП, в зависимости от мощности Р_нп и порогового уровня ПРМ могут превышать порог, в результате чего может снижаться эффективность РЭС по причине его перехода в состояние временного отказа (фигура 1). При этом, например, мощность НП от n-го ПРД, поступая на вход m-го ПРМ, может быть представлена в виде [2]

где P_n - мощность на выходе n-го передатчика;

G_n - коэффициент усиления (КУ) передающей антенны;

G_m - КУ приемной антенны;

ƒ_nп - частота НП, создаваемой n-м передатчиком;

k_ν - ν-ый (ν=1, 2, …) коэффициент ослабления НП;

r_mn - кратчайшее расстояние между m-ым приемником и n-ым передатчиком;

с₀ - скорость света.

Если в пороговом устройстве ПРМ принимается решение о преодолении НП порога, то в результате могут быть определены временные промежутки, на которых НП в виде s_i(ƒ_{ОК_прм}, t), s_i(ƒ_{ПК_прм}, t), s_i(ƒ_{ВК_прм}, t) по соответствующим каналам приема проникают на выход ПРМ (фигура 3). Здесь ƒ_{ОК_прм} - вектор основных частот ПРМ; ƒ_{ПК_прм} - вектор побочных частот ПРМ; ƒ_{ВК_прм} - вектор внеполосных частот ПРМ.

Этап расчета эффективности. На данном этапе осуществляется вычисление вероятности потенциального выполнения РЭС назначенных задач в цикле его функционирования по формуле (2), которая в классическом ее представлении на примере оценки эффективности i-го РЭС имеет вид

где - вероятность функционирования i-го РЭС в состоянии временного отказа (фигура 1), которая в соответствии с геометрической интерпретацией вероятности может быть представлена [4]

где S_g - мера области g, содержащейся в области G, a S_G - мера всей рассматриваемой области G. Так, в выражении (7) в качестве таких мер могут использоваться, например, длина, площадь и т.д. [4]. Применительно к рассматриваемому случаю в качестве меры областей S_g и S_G принята длина отрезка среднестатистического (математического ожидания) результирующего времени превышения порога НП и, соответственно, длина отрезка времени работы на прием i-го РЭС в j-ом цикле функционирования. На основании изложенного формула (7) приобретает вид

в которой определяется выражением

где - случайная величина (3) для k-ого статистического испытания.

В предлагаемом способе число реализаций K достаточно установить не ниже некоторого минимального значения K=K_min, определяющего заданную точность результатов [5]. При этом точность искомой оценки вероятности вычисляемой по формуле (2) при конечном числе K, будет определяться доверительным интервалом Δ, представляемым в виде [5]

где Ф^(-1)(Р_ДОВ) - обратная функция Лапласа для заданной доверительной вероятности Р_ДОВ;

- дисперсия оценки вероятности потенциального выполнения РЭС своих задач в условиях действия НП.

Полученная, таким образом, оценка используется в качестве собственно вероятностной характеристики с учетом заданных надежности (определяемой вероятностью Р_ДОВ) и точности (определяемой интервалом ) [5].

Представленная упрощенная структурная схема системы для оценки эффективности РЭС, имеющих, в том числе и режим приема, осуществляет реализацию перечисленных выше трех этапов. Входные сигналы обозначены цифрами, а выходные - цифрами в квадратных скобках (фигура 3).

Система включает в себя РЭС, модуль ввода (MB), измерительное устройство (ИУ), специализированный вычислитель (СВ). Перечисленные устройства, за исключением РЭС, объединены в аппаратно-программный комплекс (АПК).

Система работает следующим образом.

На входы 10, 11, 12 РЭС поступают НП в виде s_i(ƒ_{ОК_прд}, t), s_i(ƒ_{ПК_прд}, t) и s_i(ƒ_{ВК_прд}, t). На входы 8, 9 РЭС передается информация об установленных параметрах с выходов 3, 4 модуля ввода (MB). На вход 1 ИУ и вход 15 СВ с выхода 3 MB также приходит информация об установленном параметре На вход 14 СВ с выхода 2 MB поступает информация о значении параметра K. На входы 2, 3, 4 ИУ с выходов 5, 6, 7 i-го РЭС поступают НП в виде s_i(ƒ_{ОК_прм}, t), s_i(ƒ_{ПК_прм}, t), s_i(ƒ_{ВК_прм}, t), которые превысили Результаты измеренных интервалов действия таких НП и τ_g(b)(k, w_b, j) подаются с выхода 1 ИУ на вход 13 СВ, где происходит их накопление и обработка (получение ). Результат в виде вероятности потенциального выполнения РЭС своих задач выводится потребителю.

Проверка работоспособности, а также оценка надежности (достоверности) и точности предлагаемого технического решения проводились путем статистического имитационного моделирования на ЭВМ применительно к функционированию i-го РЭС, имеющего в том числе ПРМ радиолокационного типа.

Моделирование осуществлялось на основе исходных данных для радиолокационного ПРМ, а также для НП, параметры которых влияли на принятие решений о превышении порога При этом для оценивания i-го РЭС в условиях действия НП при заданных исходных данных вычислялась вероятность

Исходные данные для моделирования: период работы i-го РЭС на прием в j-ом цикле функционирования интенсивность потока НП, поступающих на вход ПРМ λ_НП=0,1; 0,2; 0,3; время действия НП, поступающих на вход ПРМ, τ_нп=1 с; относительное значение СКО времени НП на входе ПРМ относительное значение СКО мощности НП 0,05; 0,075; заданная вероятность правильного обнаружения Р_ПО=0,8; заданная вероятность ложной тревоги Р_ЛТ=10^-6; доверительная вероятность Р_ДОВ=0,95; заданное минимальное число опытов (реализаций) K=K_min=300. Порог вычислялся для заданных Р_ПО и Р_ЛТ в соответствии с [1].

Результаты оценки полученные путем математического моделирования на ЭВМ, а также данные по их надежности (достоверности) и точности приведены на фигурах 4-9.

На фигуре 4 показаны зависимости оценки вероятности потенциального выполнения i-ым РЭС своих задач в условиях действия НП от времени при фиксированном значении интенсивности НП λ_НП=0,1. Зависимость 1 показана при зависимость 2 при зависимость 3 при Как следует из приведенных зависимостей, значениям отношения соответствуют значения что свидетельствуют о превышении среднего уровня мощности НП порогового уровня В противном случае увеличение отношения приводит к обратному результату, т.е. к снижению численного значения оценки (на фигуре не показано).

На фигуре 5 приведена зависимость, которая аналогична зависимости, показанной на фигуре 4, но для одного фиксированного отношении и трех значений интенсивности λ_НП=0,1; 0,2; 0,3. На фигуре кривая 1 показана при λ_НП=0,1; кривая 2 при λ_НП=0,2; кривая 3 при λ_НП=0,3. При этом значениям интенсивности λ_НП соответствуют меньшие значения объясняемые увеличением количества НП, преодолевших уровень ПУ.

На фигуре 6 представлены результаты оценки вероятности от числа опытов K при фиксированных параметрах λ_НП=0,1; Из графика видно, что увеличение числа опытов приводит к снижению разброса численных значений оценки, а большинство ее значений (при K>100) попадает в доверительный интервал (для 300 опытов) Δ_З00=(0,878; 0,882), рассчитанный для K=300. Таким образом, как и ожидалось, результаты, полученные путем моделирования, подтверждают теоретическую сходимость оценок в заданный интервал с надежностью Р_ДОВ=0,95.

На фигуре 7 показаны оценки вероятности в зависимости от числа опытов K при фиксированных численных значениях λ_НП=0,1; 0,2; 0,3 и 0,05; 0,075. Кривым 1, 2 и 3 соответствуют значения Анализ полученных зависимостей подтверждает результаты, полученные в зависимости от мощности Р_нп, средний уровень которой превышает порог (фигура 4), а увеличение отношения при этом приводит к росту численных значений оценки Диапазоны изменения этих оценок при различных фиксированных отношениях 0,05; 0,075 различаются и в существенной степени зависят от величины интенсивности λ_НП=0,1; 0,2; 0,3. При этом увеличение численного значения λ_НП приводит к соответствующему расширению диапазона этих оценок

На фигуре 8 приведен график СКО оценки вероятности в зависимости от числа опытов K (применительно к результатам статистических испытаний, показанным на фигуре 6). Из графика на фигуре 8 можно видеть, что амплитуда разброса численных значений уменьшается по мере возрастания числа K, что соответствует выражению (10).

На фигуре 9 выделена область достоверных оценок ранее показанных на фигуре 6. Из графика на фигуре 9 видно, что область достоверных оценок с возрастанием K уменьшается, что свидетельствует о возрастании точности получаемых оценок (уменьшении ). При этом согласно формуле (10) для более высокой P_ДОВ (при такой же точности) потребуется соответственно большее число опытов К.

Таким образом, реализация предлагаемого изобретения позволит оценивать эффективность РЭС, имеющих, в том числе режим приема, и функционирующих в составе группировки (объекта) в условиях действия непреднамеренных помех за время цикла функционирования, и использовать эту оценку для принятия решений в интересах обеспечения ЭМС (в случае недопустимого снижения эффективности) РЭС.

ЛИТЕРАТУРА

1. Ширман Я.Д., Багдасавян С.Т., Маляренко А.С., и др. Радиоэлектронные системы: Основы построения и теория. Справочник, изд. 2-е, перер. М.: Радиотехника, 2007.

2. Феоктистов Ю.А., Матасов В.В., Башурин Л.И. и др. Теория и методы оценки электромагнитной совместимости радиоэлектронных средств. / Под ред. Ю.А. Феоктистова. / - М.: Радио и связь, 1988.

3. Ярлыков М.С., Богачев А.С., Меркулов В.И., и др. Радиоэлектронные комплексы навигации, прицеливания и управления вооружением летательных аппаратов. Т. 1. Теоретический основы. / Под ред. М.С. Ярлыкова. / - М.: Радиотехника, 2012.

4. Тихонов В.И. Статистическая радиотехника. Издательство «Советское радио», Москва, 1966.

5. Гладков Д.И. Оптимизация систем неградиентным случайным поиском. - М.: Энергоатомиздат, 1984.