鄒 鯤, 來 磊, 駱艷卜, 李 偉
(空軍工程大學(xué)信息與導(dǎo)航學(xué)院, 西安, 710077)
雷達(dá)信號檢測在數(shù)學(xué)上屬于統(tǒng)計假設(shè)檢驗問題,檢測性能與數(shù)據(jù)的統(tǒng)計模型密切相關(guān)[1]。然而在雷達(dá)檢測器設(shè)計階段,目標(biāo)背景噪聲(包含了雜波、熱噪聲和可能的干擾)統(tǒng)計特性往往是未知的,需要一定數(shù)量的參考數(shù)據(jù),用于待檢測單元背景噪聲的抑制和目標(biāo)的檢出,這種檢測手段稱為自適應(yīng)檢測[2]。對于雷達(dá)目標(biāo)檢測問題,基于奈曼皮爾遜準(zhǔn)則的一致最大勢檢驗通常不存在[3],可以依據(jù)其他不同的準(zhǔn)則設(shè)計不同的自適應(yīng)檢測算法。例如采用廣義似然比檢驗(Generalized Likelihood Ratio Test, GLRT)準(zhǔn)則可以得到GLRT檢測器[2]和自適應(yīng)匹配濾波器(Adaptive Matched Filter,AMF)[4],利用Wald檢驗準(zhǔn)則[5]和Rao檢驗準(zhǔn)則[6]也可以得到對應(yīng)的檢測器。這些檢測器都是漸近最優(yōu)檢測器,在參考數(shù)據(jù)較少的情況[7]或?qū)蚴噶渴鋄8]時,檢測性能會出現(xiàn)差異。
自適應(yīng)檢測的性能與參考數(shù)據(jù)數(shù)量、質(zhì)量密切相關(guān)。為了更好地抑制待檢測單元背景噪聲,參考數(shù)據(jù)的數(shù)量必須足夠多,且參考數(shù)據(jù)與待檢測單元背景噪聲的統(tǒng)計特性一致,即所謂的場景均勻性。在均勻場景中,參考數(shù)據(jù)數(shù)量必須大于檢測問題維度的2倍時,GLRT的檢測性能損耗才能控制在3 dB以內(nèi)[2-3]。然而在實際情況下,對參考數(shù)據(jù)的數(shù)量和質(zhì)量的要求往往很難得到滿足。例如在雷達(dá)空時自適應(yīng)處理過程中[10],檢測問題維度是空時2個維度的乘積,且探測環(huán)境也受地物分布、復(fù)雜電磁環(huán)境的影響,很難找到滿足要求的參考數(shù)據(jù)。因此針對非均勻場景、干擾條件下的自適應(yīng)檢測問題[11-19]是當(dāng)前的一個研究熱點。
本文考慮參考數(shù)據(jù)中部分樣本缺失問題,其也可以作為一種特殊的非均勻場景。造成樣本缺失的原因可以來自功率較強(qiáng)的干擾設(shè)備[20],導(dǎo)致雷達(dá)接收數(shù)據(jù)中部分信號幅度值超過了接收機(jī)最大動態(tài)范圍,從而被標(biāo)注為無效數(shù)據(jù);也可以來自雷達(dá)系統(tǒng)內(nèi)部設(shè)計的缺陷,某些數(shù)據(jù)處理不及時導(dǎo)致的樣本丟失[21]。常規(guī)的處理方法是將缺失的數(shù)據(jù)置零或進(jìn)行插值,但都會導(dǎo)致參考數(shù)據(jù)的統(tǒng)計特性出現(xiàn)偏差,影響了自適應(yīng)檢測性能。為此,本文首先提出了基于期望最大算法的自適應(yīng)匹配濾波器(Expectation Maximization Based Adaptive Matched Filter, EM-AMF)。
考慮如下的自適應(yīng)檢測問題:
(1)
在這個檢測問題中,待檢測單元數(shù)據(jù)z0是長度為N的復(fù)矢量,在H0假設(shè)下僅僅包含背景噪聲分量y0,其服從均值為0、協(xié)方差矩陣R未知的復(fù)高斯分布,而在H1假設(shè)下,待檢測數(shù)據(jù)中疊加了一個幅度α未知的信號導(dǎo)向矢量v。為了估計雜波協(xié)方差矩陣R,假定還存在數(shù)量為K的參考數(shù)據(jù)zk,k=1,2,…,K,這些數(shù)據(jù)僅僅包含了背景噪聲分量yk,其與待檢測單元背景噪聲分量y0為獨立同分布。采用N維矢量pk,表示第k個參考數(shù)據(jù)部分樣本缺失情況,數(shù)據(jù)缺失表征矢量pk中的每個元素取值0或1,如果是1表示該數(shù)據(jù)是正常的,如果是0表示該數(shù)據(jù)是缺失的,那么接收信號zk可以表示為pk與yk的Hadamard乘積,用符號⊙表示。本文假定數(shù)據(jù)缺失表征矢量pk是已知的。
自適應(yīng)匹配濾波器(AMF)是基于雙步GLRT檢驗準(zhǔn)則得到的,其形式[4]為:
(2)
(3)

利用數(shù)據(jù)缺失表征矢量pk,將每個參考數(shù)據(jù)yk劃分為2個部分:用yk,obs表示可觀測的數(shù)據(jù),是由yk中可觀測分量構(gòu)成的集合;yk,mis表示缺失的數(shù)據(jù),是由yk中不可觀測分量構(gòu)成的集合,其中的下標(biāo)表示為集合:
(4)
由此EM算法表示為[22]:
R(n+1)=arg maxR·
(5)
式中:R(n)表示協(xié)方差矩陣R的第n次迭代估計值。可以看出,EM算法包含了2個步驟:①計算條件似然函數(shù)的期望;②計算R使得期望最大化。
在EM算法的期望步驟中,考慮到:
yk={yk,obs,yk,mis}|R~CN(0,R)
(6)
式中:符號~表示服從某種分布;CN表示復(fù)正態(tài)分布的縮寫。對數(shù)似然函數(shù)可以表示為:
lnp(yk,obs,yk,mis|R)=
(7)
式中:c表示常量;符號‖ ‖和tr{ }分別表示矩陣的行列式和跡。依據(jù)式(5),需要對式(7)計算條件期望。利用條件高斯定理[23]可以得到:
(8)
其中:
(9)
式中:R[a,b]表示N×N矩陣R中由集合a構(gòu)成的行和集合b構(gòu)成列組成。將式(7)代入到式(5)中,并利用式(8)和式(9)的結(jié)論,可以得到:
Eyk,mis|yk,obs,R(n){lnp(yk,obs,yk,mis|R)}=
(10)
其中:
(11)
EM算法的步驟②可以表示為:
R(n+1)=arg maxR·
(12)
容易得到:
(12)
EM算法是一種迭代算法,因此首先可以設(shè)置一個協(xié)方差矩陣的初始值R(0),分別計算式(9)、式(11)和式(13)完成對協(xié)方差矩陣的更新估計,并計算:
f(n+1)=
(13)

在雷達(dá)目標(biāo)檢測過程中,關(guān)于待檢測單元雜波協(xié)方差矩陣,如果有一定的先驗信息,就有可能提升檢測性能。先驗信息的使用在貝葉斯框架下,可以用先驗分布表示。為此假定假設(shè)檢驗問題(1)中,R的先驗分布為復(fù)逆Wishart(Complex Inverse Wishart, CW-1)分布,即R~CW-1(v0,(v0-N)R0),其概率密度函數(shù)可以表示為:
etr{-(v0-N)M-1R0};v0≥N+1
(15)

(16)
CW-1分布參數(shù)R0表示了先驗均值,而參數(shù)v0表征了對這個先驗均值的不確定性。v0越大,CW-1分布更加集中在其均值R0處,說明不確定性較低,反之當(dāng)v0=N+1時,表示不確定性最大。需要指出的是,這里采用CW-1分布作為協(xié)方差矩陣R的先驗分布的原因是,對于復(fù)高斯分布的協(xié)方差矩陣,其共軛先驗分布是CW-1分布,即先驗分布與后驗分布具有相同的形式,有利于簡化計算。為此利用式(6),容易得到R的后驗分布:
f(R|y1…yk)~
(17)

E(R|y1…yk)=θY+(1-θ)R0
(18)

Gibbs抽樣方法是MCMC仿真手段的一種,其通過構(gòu)造參數(shù)的后驗分布,得到抽樣樣本的馬爾科夫序列,只要序列足夠長,該序列統(tǒng)計分布最終可以收斂到目標(biāo)分布。給定一個協(xié)方差矩陣初始值R(0),利用式(8),可以產(chǎn)生一個隨機(jī)矢量yk,mis,將其與觀測矢量yk,obs一并構(gòu)成參考數(shù)據(jù)yk。再利用式(17),可以隨機(jī)產(chǎn)生一個協(xié)方差矩陣R(1)。由此可以得到一個協(xié)方差矩陣的馬爾科夫序列R(n),n=1,2,…,N。計算這個序列經(jīng)過收斂之后的均值,作為雜波協(xié)方差矩陣后驗均值的估計:
(19)
式中:N表示Gibbs抽樣得到的樣本總數(shù);Nb表示當(dāng)抽樣迭代次數(shù)達(dá)到Nb時,獲得的樣本分布收斂到了目標(biāo)分布。


圖1 存在樣本丟失的參考數(shù)據(jù)(N=8,K=32)
對于Gibbs抽樣算法,首先要確定協(xié)方差矩陣序列R(n)在什么時候開始處于收斂狀態(tài),即式(19)中Nb的取值。為此本文采用勢尺度(Potential Scale, PS)的概念[25]進(jìn)行數(shù)值分析。依據(jù)指定的先驗分布參數(shù)v0和R0,利用式(15)隨機(jī)生成一個初始值R(0),利用Gibbs抽樣算法,可以得到一個抽樣矩陣序列R(n),n=1,2,…,L。選擇序列中每個矩陣的第m行第n列的元素進(jìn)行分析,其可以構(gòu)成一個標(biāo)量序列φ(n)。將這個序列定義為一個長度L的列矢量φ。將這個過程重復(fù)M次,由此可以得到M個長度為L的序列,φ1,φ2,…,φM。分別計算每個序列的均值、方差和所有序列的均值:
(20)
再計算序列間(Between-Sequence)方差B和序列內(nèi)(Within-Sequence)方差W:
(21)
那么勢尺度定義為:
(22)
序列的收斂性主要分析勢尺度因子與1的距離,越靠近1說明序列越接近目標(biāo)分布。
圖2給出了勢尺度與迭代次數(shù)之間的關(guān)系,這里選擇v0=N+1,R0=IN,即單位矩陣。獨立運行次數(shù)M=500后進(jìn)行平均。可以看出,采用Gibbs抽樣方法獲得的馬爾科夫序列最終都會收斂到目標(biāo)分布,但收斂速度與參數(shù)K和丟失樣本占比p有關(guān)。K值相同時,丟失樣本越多,收斂的速度越慢。丟失樣本占比p相同時,K越大,收斂速度越慢。

圖2 Gibbs抽樣算法收斂性能分析
將AMF作為檢測器結(jié)構(gòu),指定虛警概率為10-3,利用計算機(jī)仿真獲得判決門限。分析不同的信噪比條件下的檢測性能。信噪比SNR定義為:
SNR=|α|2vHM-1v
(23)
作為對比分析,將匹配濾波器MF作為檢測性能的上限,即假定雜波協(xié)方差矩陣已知。還可以對存在樣本缺失的參考數(shù)據(jù)zk進(jìn)行線性插值,將插值后的數(shù)據(jù)用于計算樣本協(xié)方差矩陣,并代入式(2)中,得到的檢測器標(biāo)記為LI-AMF。
而對于MCMC-AMF檢測器,其先驗分布參數(shù)設(shè)置為v0=N+1,R0=IN,這種參數(shù)設(shè)置表示對協(xié)方差矩陣的先驗信息較少。另外一種設(shè)置為v0=N+8,R0(m,n)=0.8|m-n|ej2π(-0.15)(m-n),這種參數(shù)設(shè)置表示對協(xié)方差矩陣有一定的先驗信息,但先驗均值與實際的M取值存在少許差異,v0的值取得更大一些,表示對該先驗信息的把握程度更高一些。由此得到的檢測器標(biāo)注為MCMC-AMF(Info)。
圖3給出了p=0.1時的檢測性能,分別考慮K=12和32。

圖3 檢測性能(p=0.1)
首先可以看出,MF的檢測性能可以作為所有的檢測性能的上限,而AMF的檢測性能可以作為下限。這是因為參考數(shù)據(jù)中存在數(shù)據(jù)缺失,直接影響了檢測性能。通過對缺失數(shù)據(jù)的插值,LI-AMF的檢測性能相對AMF有了略微的提高,但是由于這種插值方法忽略了信號本身的統(tǒng)計特性,對檢測性能的提升是非常有限的。本文提出了MCMC-AMF和EM-AMF具有較好的檢測性能,且性能相當(dāng)。這是因為這兩種方法都沒有使用協(xié)方差矩陣的先驗信息,如果使用先驗信息,MCMC-AMF(Info)的檢測性能可以得到進(jìn)一步的提高。這種提高程度在K較小的情況下更為明顯,這是因為參考數(shù)據(jù)數(shù)量的增加可以彌補(bǔ)先驗信息的缺失。
進(jìn)一步將數(shù)據(jù)缺失比例因子設(shè)置p=0.3,檢測性能見圖4。

圖4 檢測性能(p=0.3)
此時參考數(shù)據(jù)中數(shù)據(jù)丟失的個數(shù)增加,直接從參考數(shù)據(jù)中獲取雜波協(xié)方差矩陣的信息進(jìn)一步降低,因此此時的AMF和LI-AMF的檢測性能會進(jìn)一步降低。MCMC-AMF和EM-AMF的檢測性能也會受到影響,K=12時,與圖3(a)對比出現(xiàn)一定程度的下降,但下降程度不太明顯。而對于K=32時,檢測性能受到p的影響較小,這還是因為參考數(shù)據(jù)的增加在一定程度上可以彌補(bǔ)數(shù)據(jù)樣本丟失導(dǎo)致的信息損耗。同樣,利用先驗信息,MCMC-AMF(Info)的檢測性能可以得到進(jìn)一步的提高。
在復(fù)雜電磁環(huán)境中,各種可能的干擾會導(dǎo)致雷達(dá)接收數(shù)據(jù)中個別樣本丟失,如果不加以處理,或僅僅是簡單的插值處理,檢測性能往往會受到嚴(yán)重的影響。本文提出了基于EM算法和MCMC仿真的2種雜波協(xié)方差矩陣估計方法,如果關(guān)于協(xié)方差矩陣的先驗信息較少,采用EM算法和采用MCMC仿真方法得到的檢測性能是相當(dāng)?shù)摹H绻梢圆捎脜f(xié)方差矩陣的部分先驗信息,即便先驗信息不夠準(zhǔn)確,仍然可以有效提升檢測性能。