Некогерентное рассеяние радиоволн в высокоширотной ионосфере / А. Л. Суни [и др.] ; Акад. наук СССР, Кол. науч. центр, Поляр. геофиз. ин-т. – Апатиты : [б. и.], 1989. – 182с.

Таковы принципы измерения корреляционной функции на видеочастоте. При практическом применении данной методики встает вопрос о выборе частоты дискретизации рассеянного сигнала. Наиболее просто этот вопрос решается в случае многоимпульсных последовательностей и ко­ ротких немодулированных импульсов для измерения профилей мощности. В этих случаях интервал дискрети­ зации д ± должен быть равен длительности импуль­ са f и , так как прост­ ранственное разрешение данных случаях равно ст*и , и сигналы, регист рируемые через время A t = и , несут инфор­ мацию о различных объе­ мах ионосферной плазмы. Из аналогичных рассужде­ ний следует, что для фазо- манипулированных сигналов интервал дискретизации должен быть равен длите­ льности дискрета, которая определяет разрешающую способность. Если для измерения корреляционной функции ис­ пользуется длинный немо- дулированный импульс, то частота дискретизации находится из других сообра­ жений. Согласно теореме Котельникова, для восстановления корреляционной функции по измеренным значениям при временных сдвигах К- д t достаточ­ но выбирать д t =■ 1/2 j1m , где -f m - максимальное значение частоты, при которой спектр мощности случайного процесса отличен от нуля. Однако проводить восстановление корреляционной функции по теореме Котельникова не­ удобно, поэтому часто интервал дискретизации уменьшают, а корреляционную функцию просто интерполируют с помощью гладких кривых, В работе /70/ от­ мечается, что целесообразно выбирать A t ^ 1 / (5 -Ю ) т , при этом каждому периоду частоты ^ m в корреляционной функции будет соответство­ вать 5 -1 0 измеренных значений. Статистические свойства оценки корреляционной функции. Найдем теперь распределение оценки корреляционной матрицы Ё . . , получаемой в соот­ ветствии с выражением (1 7 2 ). Описанным выше способом корреляционная матрица оценивается в каждой радио­ локационной развертке, а затем оценка В ^j усредняется по всем разверткам за время накопления, и из нее вычитается корреляционная функция шумов. При этом оценки, получаемые в различных развертках, независимы, так как длительность развертки много больше времени корреляции флуктуаций электрон­ ной плотности в плазме. Поэтому итоговая оценка, в силу центральной предель­ ной теоремы, имеет гауссово распределение, и^все ее статистические свойства полностью определяются ковариациями < В ц В k ^> и < В Lj В ^ ^ . Из соотношения (1 7 2 ) видно, что эти ковариации, квадратичные по 1 зависят от четвертого момента рассеянного сигнала Z , зная который, можно найти точность оценки В ^j • Обычно считают, что - комплекс­ ный гауссов случайный процесс, для которого четвертый момент равен Рис.47 . Принципиальная схема измерения корреляционной функции на видеочастоте. 81