Однокритериальный измеритель частотной избирательности радиоприёмника (стр. 4 из 11)

Таким образом, контролируемый РПрУ подвергается воздействию двух сигналов, имеющих заданные вероятностные распределения частот w(f) и мощностей w(P), которые должны соответствовать распределениям, полученным на основе изучения или прогнозирования реальной ЭМО. Это существенно сближает условия измерения и эксплуатации.

В предлагаемом устройстве оценка частотной избирательности происходит косвенно, путём определения числа:

(2.1)

где

-количество откликов на выходе контролируемого РПрУ, возникающих за время измерения и обусловленных как основным, так и не основными каналами приёма; - количество откликов, обусловленных основным каналом приёма.

Так как величина

известна заранее, то аппаратурная реализация вычислений по выражению (2.1) не представляет значительного труда. Эту функцию выполняет вычислитель т.е. микроконтроллер.

Можно показать, что измеряемая величина

монотонно связана с эквивалентной по числу проникающих сигналов полосой пропускания , являющейся расчётной статистической характеристикой, реальной частотной избирательности РПрУ.

Вид функциональной зависимости величин

и , в общем случае, зависит от соотношения динамического диапазона радиоприёмника и диапазона мощностей помех, действующих на его входе.

При использовании метода существует проблема сокращения времени измерения. Пути решения проблемы могут быть определены, исходя из анализа, общего выражения для времени измерения, которое в первом приближении может быть получено из следующих соображений.

С определенной погрешностью можно считать, что динамические эффекты в контролируемом РПрУ отсутствуют, если скорость перестройки частоты испытательного сигнала не превышает величины:

(2.2)

где

Гц - полоса пропускания контролируемого РПрУ.

На нелинейных элементах РПрУ интермодуляционные каналы приёма образуются преобразованием функций

и по закону:

(2.3)

где

и - целые числа; порядок интермодуляции.

Пусть скорость перестройки первого генератора

намного больше скорости перестройки второго генератора . В этом случае скорость перестройки -ой гармоники первого генератора не должна превышать величины . При этом должно выполняться неравенство:

(2.4)

Подставляя в (2.4) выражение (2.2), получим:

(2.5)

При этом сканирование УГ1 в пределах диапазона Df произойдет за время:

(2.6)

При дискретном изменении частоты второго генератора в диапазоне Df дискретность не должна превышать величины

.

Таким образом, количество перестроек второго генератора в диапазоне Df равно:

(2.7)

Минимальное время, в течении которого частота второго генератора УГ2 остается постоянной, не должно превышать времени

. При этом перестройка УГ2 в диапазоне Df произойдет за время:

,

или, с учётом (6) и (7), получим:

(2.8)

Зависимость P(t), имитирующая заданное распределение w(P), реализуется с помощью УА, имеющего h уровней затухания. Период времени, в течении которого уровень мощности

зондирующего сигнала остается постоянным, не должен быть меньше . Поэтому общее минимальное время измерения составит:

(2.9)

При этом имеется ввиду, что обработка получаемой информации происходит в течении времени измерения.

Таким образом, время измерения определяется: количеством h уровней УА, зависящим, в общем случае, от диапазона мощностей DP испытательных сигналов и требуемой точности измерений; диапазоном частот Df испытательных сигналов; наибольшим номером

гармоники испытательного сигнала, оказывающей влияние на результат измерений и полосы испытуемого РПрУ.

Величина

может быть оценена исходя из того, что амплитуды высшие составляющих с ростом номера гармоники быстро падают, и практически имеет смысл учитывать порядок интермодуляции не более 10.

Динамический диапазон зондирующего сигнала по мощности

определяют на основе изучения реальной (прогнозируемой) ЭМО, в которой будет эксплуатироваться контролируемый РПрУ, с учётом возможного его сужения с использованием соответствующих положений статистической теории ЭМС [3].

В результате такого изучения должны быть известны максимальная и минимальная мощности НРП и вероятностное распределение w(P).

Диапазон Df выбирают исходя из величины

и характеристик модели РПрУ. Предположим для определенности, что исследуемый РПрУ имеет одноконтурную входную цепь (БЦ), нормированная передаточная характеристика по мощности которой известна:

(2.10)

где

-полоса пропускания ВЦ на уровне 0,5.

Известен также порог чувствительности РПрУ

.

Можно показать, что при

,

где

- границы частотного диапазона зондирования, диапазон частот равен (учитывая, ):

(2.11)

При этом будут учтены все сигналы с мощностью, не меньшей величины

могущие проникнуть на вход первого нелинейного элемента (НЭ) РПр.

Рассмотрим возможности сокращения времени измерения, не приводящие к существенной потере точности измерения .

При мощности НРП, не превышающей некоторую верхнюю величину

, процессы, происходящие в первом НЭ имеют преимущественно линейный характер. Результат такого воздействия может быть определен аналитически.

Вероятность появления НРП в реальной ЭМО уменьшается с увеличением их интенсивности. Поэтому может быть определен интервал мощностей

, вероятность присутствия НРП за пределами которого не превышает допустимой величины , определяющую точность измерений. В связи с этим верхнюю границу имитируемого диапазона мощностей испытательных сигналов целесообразно ограничить величиной .