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

Тогда, учитывая (2. .'И), его корреляционная функция на частоте а> 0 = О имеет вид X cos 2<р 0 /'бом (6 ’ О) + ^6 ie2 (6 • М — к ------------------- sin фр 0 . (2. 38) Оценка корреляционной функщ ....... роцесса Z (/) также опре ­ деляется статистикой вида (2. 34). Из анализа соотношения (2. 38) видно, что систематически} ........ пока для сопряженного процесса имеет противоположный знак по сравнению с соотношением (2. 3G). Складывая (2. 38) и (2. 36) и учитывая (2. 34), получим следующий алгоритм оценки мощности ИР-спгнала на радиочастоте: Л — 1 Лх=£ <1'<- (о1 2 +Р (О] 3 }- (2.39) >=о При постоянстве спектральной плотности шумов в пределах полосы пропускания приемника и вдоль радиолокационной раз ­ вертки для оценки соотношения сигнал/шум можно записать аналогичное выражение А г — 1 ?=4 0 2 И'( пр +1--(')1 2 }- (2.91) i=0 где А'„ — спектральная плотность шумов, т. е. для точного из ­ мерения мощности HP -сигналов па видеочас готе необходимо наличие двух квадратурных каналов. Оценка (2. 3'.)) соответствует одной выборке выходного колебания приемника. В исследованиях ПР длительность этой выборки определяет разрешающую способ ­ ность измерений по высоте и, следовательно, не может быть сделана большой, т. е. дисперсия оценки (2. 39) будет весьма велика. Поэтому при организации измерений мощности ПР необходимо производить ТИ-краткую обработку ЛХмерных не ­ зависимых выборок HP -сигналов по алгоритму (2. 39). Такое накопление легко осуществить от периода к периоду радиолокаци ­ онной развертки, который всегда превышает интервал корреляции 1 1 Р-си гналов. Известно [3], что распределение случайных оценок вида (2. 40) подчиняется следующей зависимости : где </„ — среднее значение оценки (2.40). Для Д/ независимых выборок функция правдоподобия изме ­ ряемого параметра <7 0 имеет вид 1 L (?<>) = Ц гхт ex i> 1=1 1 80