Ю.Е.СЕДЕЛЬНИКОВ - Электромагнитная совместимость
.pdfТаким образом, на третьем шаге осуществляется уточненный
расчет величин |
, с учетом упомянутых факторов. В результате, |
если дня любых проверяемых комбинаций «w-й вид излучения - и-й канал приема» мощность помехи не превышает допустимого значе-
ния d(') , делается заключение о совместимостиj-ro рецептора с z-m
источником. Если условие совместимости не выполняется, автома тически определяется конкретная причина ожидаемого нарушения ЭМС: воздействие да-го вида излучения на и-й канал приема.
3.4. Парная оценка. Вероятностный подход
Как уже отмечалось, согласно вероятностному подходу фак торы, влияющие на ЭМС, считаются случайными и описываются
вкатегориях случайных величин. Случайным событием, характе ризуемым его вероятностью, является факт наличия (или отсут ствия) ЭМС в рассматриваемой группе средств. При анализе ЭМС
вгруппе средств различают статические и динамические ситуа ции. В категорию статических (стационарных) попадают различ ные ситуации, для которых частоты ОИ, ОКП. значения мощнос тей передатчиков, параметры антенн, а также взаимные ориента ция и пространственное расположение ИП и РП остаются неиз менными в течение анализируемого отрезка времени. К числу ди намических (нестационарных) относят любые ситуации, для кото рых указанные величины могут изменяться в определенных пре делах. Для статических ситуаций использование вероятностного подхода позволяет повысить достоверность оценки выполнения ЭМС в группе средств в условиях априорной недостаточности ин формации о конкретных значениях параметров РЭС, влияющих на ЭМС. Для динамических ситуаций вероятностный подход являет ся естественным инструментом для анализа процессов любой при роды с априорно непредсказуемым изменением параметров, не посредственным образом влияющих на ход процесса.
Вероятностная оценка в статической ситуации
Как и при детерминированном подходе, анализ состоит в провер ке возможности нарушения ЭМС для каждой пары средств
131
в рассматриваемой группе. Мощность помехи, принятойу-м рецепто
ром от i-ro источника помех |
, равная |
где С^1- коэффициент, зависящий от соотношения полос частот,
соответствующих источнику и рецептору помех согласно выраже нию (3.16), рассматривается как случайная величина с плотностью
распределения w(-PPriQ • Вероятность нарушения ЭМС |
- веро- |
||||
ятность |
- |
'п(') |
значения, соот- |
||
превышения величиной |
Ррп' порогового |
||||
|
„ |
|
d(') |
|
|
ветствующего допустимой помехе |
|
|
|
||
|
И? = ) |
|
)4РЙ )■ |
|
(3.25) |
/>(')
РПудоп
Вероятность выполнения условия ЭМС, соответственно, равна:
/’соЦ =1-/4?- |
|
(3-26) |
Для вычисление вероятности нарушения ЭМС |
(') |
|
требуется оп |
||
ределить плотность распределения |
). Точное решение этой за |
дачи для большинства случаев не представляется возможным. В качестве приближенного решения в практике ЭМС обычно исполь
зуют аппроксимацию функции плотности распределения w нор
мальным законом. В качестве обоснования можно привести следую
щие аргументы. Согласно выражению (3.24) Р^ представляет собой
сумму значительного числа случайных величин, причем соизмеримых и, по крайней мере, некоррелированных. В этих условиях, как это следует из фундаментальных положений те
ории вероятностей*, плотность распределения величины
судовлетворительной точностью описывается нормальным зако-
’Этот факт является прямым следствием центральной предельной теоре мы теории вероятностей [23]
132
ном распределения*. Нормальный закон характеризуется двумя па-
раметрами - средним значением Ррп/ и среднеквадратическим от
клонением (СКО) стрп. В теории вероятностей доказано, что сред нее значение и среднеквадратическое отклонение суммы некорре лированных случайных величин равны, соответственно, сумме и среднеквадратическому значению слагаемых этой суммы. Таким образом:
лй • /й++С!+(/.)+С’ |
(3 27) |
И |
|
= +°1ип, +% +°РП,- |
(3.28) |
где слагаемые суть средние значения и среднеквадратические от клонения соответствующих слагаемых суммы (3.24).
—(,)
Таким образом, при известных значениях РРП7 и aprij искомая
вероятность нарушения ЭМС определяется значением табулиро ванной функции - интеграла вероятности:
|
г о(') |
»(') |
|
(<) |
■* |
Х РП/Доп |
(3.29) |
= ф |
|
||
ч/ |
I |
СТРПу |
) |
|
Также, в соответствии с формулой (3.13) выполнение условия:
pW . |
<рЭ |
(3.30) |
+Чиргу — ‘ РП/ДОП |
означает, что согласно вероятностному подходу z-й источник по
мех не создает недопустимых помех j-му рецептору.
Оценки совместимости для каждой пары РЭС при вероятност ном подходе, как и в случае использования детерминированного под хода, могут проводиться в виде процедуры, состоящей из нескольких шагов. Принцип построения расчетных процедур также
заключается в постепенном учете факторов, влияющих на ЭМС. Для определения конкретных значений величин, входящих в соотноше ния (3.27) - (3.28), на практике обычно прибегают к использованию
* Нормальный закон распределения имеет вид |
J |
где х и а - среднее значение и СКО величины х соответственно
различных упрощенных моделей, в том числе эмпирическихданных, по лученных на основе обработки данных большого числа РЭС различного типа и различных частотныхдиапазонов. Данные для радиопередатчиков определяют согласно эмпирической формуле:
im(/)=^lg(/M1//o») + e. |
(3-31) |
где /ип и /ои - частоты нежелательного и основного излучения, соответственно, а значения коэффициентов А, В и значения СКО о/ип определяются согласно табл. 3.3.
|
|
|
Таблииа 3 3 |
Категория передатчика |
А, дБ/декада |
В, дБ |
|
(диапазон, МГц) |
|
||
-70 |
-20 |
|
|
<30 |
10 |
||
30...300 |
-80 |
-30 |
15 |
>300 |
-60 |
-40 |
20 |
Усредненные |
-70 |
-30 |
20 |
Аналогичным образом определяются параметры восприим чивости радиоприемников:
Zpn(/) = Zlg(///0Kn) + J, |
(3.32) |
где f и f0Kn - частоты побочного и основного канала приема, а зна
чения коэффициентов Z. Z и СКО о£рп |
определяются согласно |
|||
табл. 3.4. |
|
|
|
|
|
|
|
Таблииа 3 4 |
|
Категория передатчика |
I, дБ/декада |
J, дБ |
аЫ>п ’Д6 |
|
(диапазон, МГц) |
||||
25 |
85 |
|
||
<30 |
15 |
|||
30...300 |
35 |
85 |
15 |
|
>300 |
40 |
60 |
15 |
|
Усредненные |
35 |
75 |
20 |
Существуют также подобные эмпирические соотношения,
позволяющие описать значения ZfflI(/), Zpn(/), ст/ип и сг£ип для
учета влияния внеполосных излучений радиопередатчиков и вне полосных эффектов в радиоприемниках [4].
Оценка средних значений и СКО величин Z^ представляет не
сколько большие трудности. Основой для получения этих оценок явля ются соотношения (2.20) и (2.21). Для антенн, располо
134
женных в свободном пространстве, коэффициент связи антенн обычно представляют в виде:
|
4'i=£U,,+4’,. |
(3-33) |
где величина |
определяется с использованием эмпирических |
данных для параметров антенн, а величина затухания на радио-
трассе |
г(') |
- согласно соотношению: |
|
I^pj |
|
||
|
|
^=201g(A,/47d?) |
(3.34) |
для случая расположения антенн в свободном пространстве (пред варительная оценка) и с использованием тех или иных приближен ных соотношений, описывающих средние значения и СКО вели чин затухания радиоволн на конкретной радиотрассе. Один из ва риантов простой методики для расчета параметров затухания на радиотрассе приведен в приложении 2.
Для расчета величины £вваяот7; обычно используют соотноше
ние (3.34):
4— = «у„ (/)+ку„ (/)+(е,.<р,)+f„ (е,,ч>,)+к^, (з.35)
где КУ„(/) иКУ,п(/),Г„(е|,<р|)иГ„(е,,ч>,)и*т - значения
коэффициентов усиления антенн ДН по мощности в направлении друг на друга и коэффициент, учитывающий согласование по поля ризации, определенные для анализируемого значения частоты f.
При оценках ЭМС часто прибегают к аппроксимации реаль ных пространственных зависимостей F(6, <р) кусочно-постоянными
(рис. 3.9).
|
АДО) |
Г(0) = 0 дБ |
®гл |
Г(0) = ДвздБ ТУУ |
|
0
Рис. 3 9 Аппроксимация ДНА
Результатом этого допущения является то, что в зависимости от значений ширины ДН антенн и их взаимной ориентации вместо
135
рассмотрения континуума значений величины /^(0,, cpj) + -г FPn(02, ф2) можно ограничиться рассмотрением четырех вариантов, соответствующих ситуациям:
-излучение главным лучом — прием главным лучом - (Г^-Грн).
-излучение главным лучом - прием боковыми лепестками -
(■ТщГ^РП )’
-излучение боковыми лепестками - прием главным лучом - (Бип'Грп )>
-излучение боковыми лепестками - прием боковыми лепест ками - (Бип-Брп).
При кусочно-постоянной аппроксимации диаграмм направ
ленности значения величины |
cpj -1- Fpn(02, ф2) определяются |
из табл. 3 5 |
|
|
Таблииа 3 5 |
Ситл ация |
<Pj) + Н>п(02 Ф7) ДБ |
(ГИП-ГРП) |
0 |
(ГИП-БРП) |
^'лРП |
(БИП-ГРП ) |
^6"ИП |
(БИП-БРП) |
^олИП т ^олРП |
Эмпирические значения величин |
КУ(/) +F(0I,cp,)-r ктл |
||||||
в рабочей полосе частот и вне ее приведены в табл |
3 6. |
|
|||||
|
|
|
|
|
Табпииа 3 6 |
||
Тип |
Полоса |
Поляризация |
шда |
КУ, |
ско, |
||
антенны |
частот |
горизон |
верти |
дБ |
дБ |
||
|
тальная |
кальная |
|||||
|
|
|
|
|
|||
Острот- |
Рабочая |
Основная |
Дф |
де |
КУ |
2 |
|
Рабочая |
Ортогональная |
ЮДф |
1оде |
КУ-20 |
3 |
||
плавленные |
|||||||
КУ>25 дБ |
Вне |
Произвольная |
4Дф |
4де |
КУ-13 |
3 |
|
|
рабочей |
||||||
|
|
|
|
|
|
||
|
Рабочая |
Основная |
Дф |
де |
КУ |
2 |
|
25>КУ>10 |
Рабочая |
Ортогональная |
ЮДф |
юде |
КУ-20 |
3 |
|
Вне |
|
|
(1...з)де |
|
|
||
дБ |
Произвольная |
(1..3)Д<р |
КУ |
3 |
|||
|
рабочей |
|
|||||
|
|
|
|
|
|
||
Слабого- |
Рабочая |
Основная |
Дф |
де |
КУ |
1 |
|
Рабочая |
Ортогональная |
6Дф |
6Д6 |
КУ-16 |
2 |
||
правленные |
|||||||
КУ^ЮдБ |
Вне |
Произвольная |
360° |
180° |
0 |
3 |
|
|
рабочей |
||||||
|
|
|
|
|
|
136
Вероятностная оценка
внестационарных ситуациях
Кнестационарным будем относить различные ситуации, ког да в процессе работы имеют место изменения взаимного распо ложения и ориентации источника и рецептора помех, значений их рабочих частот, а также временного режима работы. Для всех этих случаев величина мощности помехи, принимаемой рецепто ром, также является случайной. Отличие от рассмотренных ста-
ционарных ситуации состоит в том, что зависимость как слу-
чайной величины имеет более сложный .*характер В этих ситуациях вместо плотности распределения мощнос
ти помехи в 7-м рецепторе j в обшем случае следует вводить
в рассмотрение совместную плотность распределения мощности помехи w(-Ppri) пространственных параметров В, частот переда
чи и приемаи времени Т ^(Р^,В,}т1^,т)
Формально вероятность нарушения ЭМС можно вычис лить, интегрируя указанную функцию в пределах, соответству ющих диапазонам изменения пространственных координат, ча стот и времени:
f Iff I(з.зб)
nfp nn ar
где символами Q обозначены указанные диапазоны.
Проведение расчетов при непосредственном использовании соотношения (3.36) сопряжено с неоправданными трудностями.
В большинстве практических случаев используются различного
рода упрощения.
* Обоснованием использования этого термина является то, что в «нестацио нарных» ситуациях помеха может рассматриваться как нестационарный случай ный процесс
137
В основу этих упрощений положены приемы, аналогичные
использованным ранее при анализе частотных соотношений. Суть их состоит в аппроксимации реальных пространственных, час тотных и временных зависимостей кусочно-постоянными. Резуль татом такой аппроксимации является то, что вместо континуума значений пространственных координат, частот и времени рас сматривается их конечное число, характеризуемое вероятностью этой ситуации.
Пусть, например, оценивается возможность создания недо пустимых помех радиоприемнику фиксированной радиослужбы РЛС со сканирующей ДН ее антенны. В результате пространствен ного перемещения ДН антенны РЛС уровень воздействующей по мехи может принимать различные значения, пропорциональные
коэффициенту усиления передающей антенны в направлении на рецептор. Это. в частности, означает, что при оценке характери стик принимаемой помехи следует обратить внимание на совмест
ную плотность распределения величины принимаемой мощности и угловых координат, характеризующих угловую ориентацию ДН
антенны РЛС - .
При введении упрощений ДН антенны представляется дву
мя участками - главным лучом шириной Д0 и Эф и областью боковых и задних лепестков со значениями ДН, равными 1 и ДБЛ. Поэтому мощность помехи, действующей на рецептор в этих условиях, принимает значения, пропорциональные 1 или, соот ветственно, ДБЛ, т.е. вместо анализа континуума значений дос таточно ограничиться анализом двух стационарных ситуаций, соответствующих главному лучу ДН антенны и области боко вых лепестков. Более того, значения принимаемых мощностей
помех, соответствующих этим случаям, отличаются только на величину ДБЛ.
Пусть вероятность ориентации передающей антенны в на правлении на рецептор равна ргл. Тогда вероятность нарушения ЭМС будет:
Рв =^(^пгл) + 0-/’П1)л(/’РПБЛ), |
(3.37) |
138
где /?(-Ррпгл)и ^(Лпбл) ~ вероятности нарушения ЭМС в случае
облучения главным лучом и боковыми лепестками соответ ственно.
Аналогичным образом можно ввести в рассмотрение ко
нечное число различных ситуаций соответственно частотному
и временному факторам. Например: воздействие на рецептор основного излучения или побочного, прием ОКП или по по бочным каналам, нахождение или отсутствие рецептора или источника в некоторой части пространства и т.д. В любых по добных случаях нестационарную ситуацию можно приближен но представить конечным набором стационарных и охаракте ризовать каждую из выделенных ситуаций значением вероят ности ее осуществления qk, где к =1,2 ..М. Для каждой из этих ситуаций можно определить вероятность нарушения ЭМС - psk
с использованием приемов, описанных в разд. 3.3. В силу того, что рассматриваемая совокупность ситуаций соответствует полной группе событий, искомая вероятность нарушения ЭМС
равна:
(3.38)
В частном случае, когда по каждому из факторов - времени, частоте и пространственному положению можно ограничиться двумя состояниями, причем для одного из них нарушения ЭМС заведомо отсутствуют, соотношение (3.38) принимает наиболее простой вид:
P„=PfPTP&Pa(f,T,R) |
(3.39) |
где Pf,PT,PR - вероятности совпадения частот, времени передачи
и нахождения в ограниченной области пространства: ps |
- |
условная вероятность нарушения ЭМС при совпадении частот, вре
мени и пространственного расположения ИП и РП.
139
3.5. Оценка воздействия ИРП на радиоприемники
Полный учет влияния ИРП на радиоприемники различных ра диотехнических и связных устройств представляет собой чрезвычай но сложную задачу. Среди основных причин можно назвать следую щее:
-различный характер ИРП, создаваемых источниками инду стриальных помех: по спектральному составу и временным харак теристикам. Результатом этого, в частности, является то, что уров ни допустимых помех значительно отличаются для различных ис точников;
-сложность определения и описания параметров электромаг
нитной обстановки, соответствующей данной конкретной совокуп ности источников;
-сложность расчетов характеристик процессов излучения и
приема электромагнитных волн, соответствующих ИРП от источ ников различных видов;
-большое разнообразие типов и свойств источников ИРП.
При оценке влияния излучаемых ИРП на конкретный ра
диоприемник как на рецептор помех обычно прибегают к ис пользованию тех или иных моделей электромагнитной обста новки, создаваемой определенной совокупностью источников ИРП. В простейшем случае это модель, в которой результирую щее электромагнитное поле, создаваемое совокупностью источ ников, в пределах полосы пропускания приемника рассматри
вается как белый шум определенной интенсивности в зависимо сти от территориального расположения рецептора помех и типа местности. Усредненные числовые показатели, характеризую щие интенсивность этого шума, получают эмпирически на ос
нове обработки экспериментальных данных. Независимо от формы представления эти величины характеризуют спектраль ную плотность шумового процесса - частотные зависимости средних значений интенсивности и среднеквадратических откло нений. На рис. 3.8 эти данные приведены в следующей форме: по оси абсцисс отложены средние значения напряженности элек
трического поля ИРП усредненные для полосы частот
140