Метод некогерентного рассеяния радиоволн / Акад. наук СССР, Кол. фил. им. С. М. Кирова, Поляр. геофиз. ин-т. – Ленинград : Наука, Ленинградское отделение, 1979. – 186 с.

2.3.2. Алгоритмы и структура измерительныхустройств. В общем случае Щ ’ -сигнал на входе приемного устройства может быть представлен моделью вида a (t) a (Z) cos [<o 0 t | <f (f)] a (t) cos Ф ((). (2. 30) Функции a (/), cp (/) отображают законы амплитудной и угловой модуляции приходящего сигнала. Ширина ионной составляющей спектра сигнала ИР много меньше его несущей ( А «>/ о> о <<g 1), т. е. сигнал (2. 30) является узкополосным и. следовательно, функции a (Z) и ср (/) изменяются медленно но сравнению с колеба ­ нием несущей частоты cos o> 0 Z. Функцию ср (Z) можно представить в виде ? (t) = Q*t -f- у,. (t) ж y 01 (2. 31) где — допплеровское смещение частоты, вызванное регуляр ­ ными дрейфами неоднородностей в рассеивающей среде; ср с (Z) — случайная функция времени, характеризующая случайную со ­ ставляющую фазовой модуляции; ср 0 — начальная фаза, зависящая от фазы излучения и сдвига фазы при распространении за счет эффекта Фарадея. Сигнал HP вида (2. 30) можно считать узкополосным случай ­ ным процессом с нормальным распределением. Легко показать, что среднее значение процесса (2. 30) равно нулю, а его корреля ­ ционная функция определяется следующим соотношением: где (Ш *г) e E i { “ ( { i) а М cos cosy (« а )}; Ji c-2 0i. Z 2 ) = E i («■ (Ш a Oa) sin у (Z x ) sin у (t 2 )}; Relet (0> z 2 ) = E- l (a (<1) a (t 2 ) cos у Ш) sill у (Z 2 ) }; E c 2 ci (0. t 2 ) == Е г (а Ш) a (t 2 ) sin у Ш) cos у (f 2 ) }. Здесь допплеровским смещением частоты пренебрегаем вследствие его малости по сравнению с шириной спектра принимаемого сигнала, так как скорость регулярного дрейфа ионосферной плазмы обычно намного меньше тепловых скоростей. Поскольку вся информация о флуктуациях ионосферной плазмы заключена в огибающей а (/) узкополосного случайного процесса вида (2. 30), то для синтеза оптимального измерителя мощности огибающей необходимо знание многомерной функции распределения огибающей выборки процесса (2. 30) для N мо ­ 78