CC BY
5Модель разомкнутой одноканальной СМО без потерь. В качестве математической модели системы отображения информации тренажера выбрана разомкнутая одно-канальная СМО без потерь, входящий поток которой содержит заявки М-типов, упорядоченных в порядке убывания приоритета, причем N = М.
Заявки г-го типа образуют простейший поток с интенсивностью Хг. Степень важности заявки г-го типа отражает ее приоритет, за который принимается целое положительное число от 1 до М, при этом чем меньше число, тем выше приоритет. Длительности обслуживания разнотипных заявок имеют произвольное распределение одного вида с параметрами, зависящими от типа заявок. Будем считать известными первый
т1г = М(тобг) = тобг и второй т21 = М(т^) = т^ начальные моменты распределения длительности обслуживания заявок 1-го типа. Показатели эффективности как по каждому типу заявок, так и по входящему потоку связаны известными соотношениями [1-2]:
м Х' I 1 м - I
'ож = Е 'г, ^ожг = Е . г, = г, Е '1 = г. ; (1)
¿=1 Л Л Л ¿=1 Л
М X М ^ 1 М 2
Ч = Е = Е ~Г = 1 Е — = —; (2)
'=1 Л Л Л '=1 Л
_ М _ М
1 = Е= ЕХг ^ожг ;
г=1 г=1
МММ М М _ _
— = Е —г = ЕЛг^г = ЕЛ' ( 'ожг + 'об, ) = Е(Л/ож* + Лг^обг ) = Е (1' + К' ) = 1 + К ,
г=1 г=1 г=1 г=1 г=1
где К - среднее число каналов, занятых обслуживанием заявок /-го типа, !сг - среднее время пребывания в системе заявки.
Поскольку рассматривается СМО без потерь, среднее число каналов К1, занятых
обслуживанием заявок /-го типа по аналогии с результатом, полученным для СМО без потерь с простейшими потоками событий, количественно совпадает с приведенной интенсивностью рг = потока заявок. Среднее число каналов, занятых обслуживанием заявок произвольного типа, определяется как
_ М _ М
К =2Кг =2Р = К , (3)
г=1 г=1
где Я - суммарная приведенная интенсивность входящего потока.
Для одноканальной СМО ее загрузка у пропорциональна среднему числу занятых каналов К и на основании (3) количественно совпадает с суммарной приведенной интенсивностью входящего потока Я:
_ _ _ М
¥ = К/т = К/1 = К = К = Ерг .
г=1
М
В выражениях (1), (2) отношение Хг/Х, где Х = ЕХг - интенсивность суммарного вхо-
г =1
дящего потока заявок, определяет вероятность того, что поступившая в произвольный
момент времени на вход СМО заявка относится к /-му типу. Исследуем свойства рассматриваемой СМО в случае бесприоритетных дисциплин ожидания и обслуживания, которые свойственны стохастическому режиму функционирования современных вычислительных средств, в порядке поступления заявок в систему. Рассмотрим момент поступления в систему заявки /-го типа. Система в это время может быть свободна (канал обслуживания свободен, очередь пуста) или занята обслуживанием некоторой ранее поступившей заявки произвольного типа. Вероятность застать систему занятой (загрузка у) равна суммарной приведенной интенсивности входящего потока: у=Я Допустим, что система занята, при этом одна заявка находится в канале обслуживания,
а в очереди находится по ^ заявоку-го типа, у = 1,М .
Время ожидания вновь поступившей и действительно задержанной с вероятностью ¥ заявки равно временному интервалу незавершенной работы системы к рассматриваемому моменту времени:
М
С = и® = У + £ Ту, (4)
у =1
где У - время, необходимое для завершения обслуживания заявки, находившейся в рассматриваемый момент времени в канале обслуживания (время дообслуживания); Ту - время, необходимое каналу для обслуживания заявок у-го типа, поступивших в систему ранее рассматриваемого момента и находящихся в очереди на обслуживание.
Усредняя по времени обе части равенства (4), т.е. заменяя У и Ту их математическими ожиданиями, получим
М
С = М [У ]М [Ту ].
у=1
Для обслуживания всех 1у , находящихся в очереди заявок у-го типа, каналу потребуется время, равное в среднем
М^Ту ] = = 1у / Цу , (5)
где тоб- = 1/ ^ - средняя длительность обслуживания заявки у-го типа.
Поскольку для систем без потерь средняя длина очереди ¡у заявоку-го типа связана со средним временем ожидания заявок того же типа зависимостью ¡у = , из (5) получим
М[Ту ] = ^/ож / Цу = РКж .
Тогда среднее время ожидания вновь поступившей задержанной заявки /-го типа определяется как
М
С =М [у ]р у-С. (6)
у=1
Выполнив несложные преобразования, получим систему из М линейных алгебраических уравнений, каждое из которых записывается в форме
М _
(1 - Рг )С - ЕРуС = М[У], г = 1,М .
у=1
у *0
Вычитая из первых М-1 уравнений системы последнее, получим систему из М-1 уравнений, имеющих вид
-
^ожг - *ожМ = 0, г = 1, М - 1
Отсюда следует, что бесприоритетные дисциплины ожидания и обслуживания уравни-
— * —* . -
вают среднее время ожидания заявок различных типов. Полагая = toж, г = 1,М, из уравнения(6)находим
С = М[У] + сЕРу ==-Щ±- = ^ . (7)
у=' 1 -Е р у - Я
у =1
Определим среднее значение времени дообслуживания. Предположим, что в момент поступления новой заявки в канале обслуживания находилась заявка к-го типа, тогда математическое ожидание длительности дообслуживания заявки к-го типа
МУ ] = т2к /(2^) = т^бк /(2т0бк).
Поскольку дообслуживание заявки к-го типа выполняется с вероятностью Кк / К = рЛ / Я, среднее значение времени дообслуживания находится усреднением по всем типам заявок:
М -2 1 М
м [У ]=Е ^ ^=± Е . (8)
к=1 Я 2тобк 2Я к=1
_*
Г
"о ж
ного типа:
Из (7) и (8) получим среднее время ожидания toж задержанной заявки произволь-
М
Е * к
М
, т 2
_ ъкт обк
с,=
2Я(1 - Я)
Так как вероятность для произвольной заявки застать в системе хотя бы одну заявку любого типа и действительно оказаться задержанной известна (у=Я) [1, 2], среднее время ожидания произвольной заявки определяется как
М
Е * к
т 2
к тобк
т _ _к=1_
ож 2(1 - Я) .
Выразим второй начальный момент т^к сначала через дисперсию и математическое ожидание ( т2 = т° + ^ = т° + а2 ), а затем через коэффициент вариации V = а / т1:
т2бк = т2к = (т0бк) + аобк = т0бк(1 + У2) .
Тогда для среднего времени ожидания получим
м
м
^ож
хаА(1+V2) £^(1+V2)
_ _ к=1 № к_
к=1
2(1 - К)
2(1 - К)
(9)
Из (9) следует, что при рассмотренных условиях функционирования системы отображения информации как одноканальной СМО, среднее время ожидания заявок в очереди минимально [1]. Для регулярного потока обслуживания заявок всех типов (длительность обслуживания постоянна, дисперсия длительности обслуживания равна нулю, коэффициент вариации равен нулю) величина !ож увеличивается по мере роста дисперсии длительности обслуживания. Для простейшего потока обслуживаний (Тобк =1/ ^с = °обк, Vс =1) среднее время ожидания вдвое больше, чем для регулярного потока обслуживаний, если математическое ожидание длительности обслуживания считать неизменным. Среднее время ожидания существенно зависит от суммарной приведенной интенсивности входящего потока Я. При Я^ 1 степень загрузки канала обслуживания приближается к единице, т. е. а время ожидания заявок увеличива-
ется до бесконечности (¿ож^-<х ), т.е. заявки практически могут ждать обслуживания сколь угодно долго.
Полное время пребывания заявки /-го типа (/ =1, М )в системе складывается из времени ожидания tc¡жi и времени обслуживания ^ .Так как при бесприоритетных дисциплинах ожидания и обслуживания время ожидания не зависит от типа заявки, окончательно среднее время пребывания в системе заявки /-го типа определяется как
= ^ож/ ^ ^об/ = ^ож ^ ^об/ •
При одинаковых средних временах ожидания заявки различных типов будут иметь различные средние времена пребывания в системе. Практически такая ситуация имеет место при функционировании АСУ.
Сохраним бесприоритетную дисциплину ожидания в порядке поступления заявок в систему. Для удобства рассмотрим независимые очереди для заявок к-го приоритета, причем число мест в каждой из очередей не ограничено (рис.1).
Рассмотрим систему в моменты поступления заявок. Вероятность ¥ застать систему занятой, как и в предыдущем случае, определяется суммарной приведенной интенсивностью входящего потока Я. Если на вход поступила заявка к-го приоритета, то время ожидания задержанной заявки, т.е. действительно попадающей в очередь заявки, определяется как
к к-1
Сжс = ик а)+дадСк)=г+£ г] +£ т;, (10)
;=1
; 1
где иф) - время, отводимое на незавершенную работу системы с приоритетом к и выше. Оно определяется как часть общей незавершенной работы системы, состоящая из времени до обслуживания У заявки, находившейся в рассматриваемый момент в канале
обслуживания, и времени, необходимого каналу для обслуживания всех ранее постук *
пивших заявок данного и более высоких приоритетов ЕТ; -1(^ж) - приращение
у=1
работы системы с приоритетом к-1 и выше за время ожидания рассматриваемой заявки,
/
равное суммарной длительности обслуживания ЪТу заявок с более высоким приорите-
* Г
том, которые дополнительно поступят в систему за время ожидания t0жk и будут в соответствии с принятой дисциплиной обслужены раньше рассматриваемой заявки [1, 2].
СМО с абсолютными приоритетами обслуживания. Усредняя обе части равенства (10) аналогично бесприоритетным дисциплинам ожидания и обслуживания, получим
к к-1 к-1 к-1 ¡ожк =м [У ]+Е Р ^ож +Е Р ^ож
= М[У ] + р к^ожк +Е Р jtожj + tожk Е р у =
у=1 у=1 у=1 у=1
к-1 к-1 к-1 к =м [у ]+Е р jtожj + 'ожк (Е р у + р к )=М [У ]+Е р jtожj + 'ожк Е р у •
у 1 у 1 у 1 у 1
Откуда
k-1
M [Y ] + Е Р Л
ож/
tL= —Hî?-• (ii)
1 - Rk
k
где Rk = Е Р j - суммарная приведенная интенсивность потока заявок с приоритетами к и
j=1
выше.
Среднее время ожидания задержанной заявки с наивысшим приоритетом (к = 1) определяется как
Cl =M[Y]/(1 - Pi) • (12)
—*
Для /ож2, используя (12), получим
,,rvi M [Y ]
M [Y ] + p, —— -* _ M [Y ] + р/оЖ1 _ 1 J F11 _ M [Y ]
ож2 1 -R2 1 -R2 (1 -p1)(1 -R2) • ( )
Применяя метод математической индукции [2] при сопоставлении зависимостей (7) и (12) и подставляя M[Y] из (8), получим среднее время ожидания задержанной заявки к-го приоритета:
M
Е ^ j т2б/
f =_j=1__(14)
^ 2R(1 - Rk-1)(1 - Rk) ' ( )
к-1
где Як-1 = Е ру - суммарная приведенная интенсивность потока заявок с приоритетами
у=1
к - 1 и выше.
Учитывая вероятность у занятости системы в момент поступления на ее вход очередной заявки, получаем окончательно среднее время ожидания произвольной заявки к-го приоритета:
м м п
-2 V р I
'„*='„.* У= 2(1 -Кк _1)(1 - Як) = 2(1 - Щ _,)(1 - Як) (15>
Влияние приоритета заявки на ее среднее время ожидания. При уменьшении приоритета на единицу с к на к+1 среднее время ожидания изменится на величину
- __ _ _ 1___1
'ожк =+ 'ожк =С[(1 _ Як )(1 _ Щк+1) _ (1 _ Щ_1)(1 _ Як )] =
= с_ р к + р к+1
(1 _ Як-0(1 _ Як )(1 _ Як+!)'
м р.
где с = 0,5Т — (1 + V у) - положительный коэффициент, не зависящий от приоритета [1].
У=1 ^ У
Величина А!ожк положительная, так как Як-1, Як, Як+1 меньше единицы. Откуда следует, что 'ож1 < 'ож2 <... < 'ожМ, т.е. среднее время ожидания заявок монотонно возрастает с уменьшением приоритета (с увеличением к).
Таким образом, введение относительных приоритетов по сравнению с бесприоритетным обслуживанием приводит к уменьшению времени ожидания заявок с высокими приоритетами и увеличению времени ожидания заявок с низкими приоритетами.
Влияние суммарной приведенной интенсивности Я входящего потока на времена ожидания заявок с различными приоритетами. Поскольку в выражении (15) значение знаменателя уменьшается с понижением приоритета (увеличением к), первая производная среднего времени ожидания !ожк по суммарной интенсивности Я при этом возрастает. Поэтому при Я—дисциплина обслуживания с относительными приоритетами заявок резко ухудшает показатели эффективности обслуживания заявок с низкими приоритетами, тогда как показатели эффективности обслуживания с высокими приоритетами изменяются сравнительно медленно, причем характер их изменения достаточно близок к характеру изменения показателей эффективности для бесприоритетной дисциплины обслуживания [1, 3].
Если преимущества, предоставляемого высокоприоритетным заявкам дисциплиной обслуживания с относительными приоритетами, не достаточно, вводят в действие дисциплину обслуживания с абсолютными приоритетами. Эта дисциплина иногда называется приоритетной дисциплиной с прерыванием обслуживания (рис.2).
Дисциплина ожидания - бесприоритетная в порядке поступления, заявки к-го абсолютного приоритета размещаются в очереди Ок (к = 1, м ) в порядке поступления в систему. Если канал занят обслуживанием заявки с абсолютным приоритетом г и на вход системы поступает заявка с абсолютным приоритетом у, то при г <у заявка С) становится в конец очереди Oj, в противном случае (при г >у) обслуживание заявки Сг прерывается, прерванная заявка Сг становится в начало очереди Ог, отодвигая находящиеся в ней заявки на одну позицию назад, канал переключается на обслуживание заявки Су. Продол-
Рис.2. Схема СМО с абсолютными приоритетами обслуживания (одинарная штриховка - заявки, ожидающие начала обслуживания, двойная - заяв-обслуживание которых было прервано (прерванные заявки))
жение обслуживания прерванных заявок возможно двумя способами:
1) от начала - повторное обслуживание;
2) от момента прерывания - дообслужива-ние. В вычислительных системах чаще используется второй способ, для реализации которого в момент прерывания необходимо сохранять всю информацию о текущем состоянии процесса обслуживания, требуемую для продолжения обслуживания.
Среднее время ожидания заявки к-го приоритета в общем случае складывается из двух составляющих:
t = t' +1п
ожк ожк ожк>
(16)
где - среднее время ожидания начала обслуживания; - среднее время ожидания в прерванном состоянии.
Среднее время ожидания задержанной заявки начала обслуживания tожk можно рассматривать как среднее время ожидания задержанной заявки самого низкого приоритета в системе, реализующей дисциплину обслуживания с относительными приоритетами, на вход которой поступает к потоков заявок с приоритетами 1,2,..., к. В исходной системе заявки к-го приоритета прерывают обслуживание заявок с приоритетами к+1, к+2, ..., М, поэтому последние не оказывают влияния на время ожидания задержанной заявки к-го приоритета. При этом в расчет должны приниматься только заявки с приоритетами к и выше. Таким образом,
X ^2
7 Тоб/
—* '
tожk =
7=1
Х ^ 7
р7 (1+V 2)
2Як (1 - Як _1)(1 - Як ) 2Як (1 - Як _1)(1 - Як )
(17)
где вместо Я в (16) подставлено Як, а вместо М подставлено к.
Составляющая времени ожидания t'l^жк связана с процессом обслуживания, который
в системе без потерь не зависит от того, в каком состоянии, занятом или свободном по отношению к заявкам к-го приоритета, застала рассматриваемая заявка систему в момент поступления [1]. Поэтому будет одинаковым как для задержанной заявки, так и для заявки, заставшей систему свободной (по отношению к заявкам к-го приоритета) и немедленно поставленной на обслуживание. За время обслуживания заявки (к-го приоритета в систему поступит в среднем = Хг-хобА. заявок с более высоким приоритетом
/, I = 1, к — 1, которые будут обслуживаться раньше рассматриваемой заявки и потребуют для этого времени, в среднем равного 7](1) = г,(1)хобкхоа = рДобк.
Среднее время обслуживания всех заявок с более высоким приоритетом, чем к, поступивших за время тобк [2, 4], равняется
к
к _1 к _1 к _1
Т1(1) = Т^Ш = Т р Тобк = Тобк Тр = ТобкЯк _1 . ¿=1 1 =1 1 =1
За это время в систему поступят еще гг(2) заявок с более высоким, чем к, приоритетом г (г= 1, 2, ..., к-1):
Гг(2) = ^гТ(1) = ^гЯк_1Тобк ,
требующие времени обслуживания
Тг (2) = Гг(2)Тобг = ^г ТобкЯк_1Хобг = ргЯк_1Тобк .
Тогда зависимость для среднего времени обслуживания всех заявок с более высоким приоритетом, чем к, поступивших за время Т(1), записывается в следующем виде [1]:
к _1 К_1 к _1
Ч _1тобк = тобкЯк _1 Трг = тобкЯк_1 г=1 1=1 г=1
Т(2) = ТТ'(2) = Т р1Як_1Тобк = ТобкЯк _1 Трг = ТобкЯк_1.
Для 1-го шага справедливо соотношение
Т(1) = ^обк^"! .
Среднее время ожидания заявки к-го приоритета в прерванном состоянии равно среднему времени обслуживания всех заявок с приоритетом более высоким, чем к, поступивших в систему за время обслуживания заявки к-го приоритета:
X Я
'ожк = Т Т(1) = Тобк- ъ . (18)
1=1 1 _ Як _1
Подставляя (7) и (18) в (16) с учетом вероятности занятости системы по отношению к заявкам к-го приоритета, равной в данном случае суммарной приведенной интенсивности потока заявок с приоритетами к и выше, получим среднее время ожидания произвольной заявки с абсолютным приоритетом [1]:
к р
Т-(г+^2)
ц ■ Я
'ожк = С +'7жк = [(1 _ Ук ) + , Ук ] + 'о,жк = У+ *р , . (19)
2(1 _ Як_1)(1 _ Як) Цк(1 _ Як_1)
Найдем приращение времени ожидания заявки к-го приоритета, переходя от дисциплины обслуживания с относительными приоритетами к дисциплине обслуживания с абсолютными приоритетами и вычитая из выражения (19) выражение (15):
м р
Т - (1+V;;) р
А'ожк = _ у =к+1 Цу-+-Як_1-. (20)
ожк 2(1 _ Як _1)(1 _ Як) ц к (1 _ Як _1) ( )
Из (20) следует условие выигрыша во времени ожидания заявки к-го приоритета при переходе от относительных приоритетов к абсолютным [1]:
1 1 м о
—Як-1(1 - Як) < - X - (1 + V,2).
^ к 2 ]=к+1 ^ 7
Среднее время пребывания в системе заявки с к-м абсолютным приоритетом равно
Чк = tо■жk + Тобк •
Качественное соотношение времени ожидания при трех различных дисциплинах обслуживания показано на рис.3. Кривые на рисунке соответствуют дисциплинам обслуживания с абсолютным приоритетом (АП), относительным приоритетом (ОП), смешанным приоритетом (СП), когда в общем случает часть заявок может обслуживаться в соответствии с дисциплиной с абсолютным приоритетами, а часть -с относительными приоритетами, остальные заявки могут обслуживаться без приоритетов. В случае приоритетных дисциплин обслуживания время ожидания одних типов заявок сокращается за счет увеличения времени ожидания заявок других типов [ 1].
Для одноканальных СМО с перечисленными дисциплинами обслуживания справедлив важный для приложений закон сохранения времени ожидания - для любой дисциплины обслуживания выполняется соотношение
м
2 Рк*ожк = const. (21)
k=1
Константу в выражении (21) определяют, рассматривая какую-либо простейшую дисциплину обслуживания, например бесприоритетную дисциплину. Если ни одна из используемых «чистых» дисциплин обслуживания не позволяет обеспечить желаемой эффективности обслуживания, применяют так называемую смешанную дисциплину обслуживания.
Предложенная модель синтеза модульного программного обеспечения диалоговой системы для обучения экипажей учитывает характеристики существующего информационного обеспечения и позволяет по заданным критериям определять оптимальную структуру и параметры ПО, удовлетворяющие временным требованиям обслуживания запросов пользователей.
Проведенный анализ режимов функционирования системы «оператор-РЛС» показал, что в качестве основного показателя эффективности деятельности оператора целесообразно выбрать вероятность своевременного и безошибочного выполнения алгоритмов. В данный показатель включены конструктивные и информационные характеристики РЛС, что позволяет получить интегральную количественную оценку эффективной деятельности оператора и командира, на основе использования закона распределения времени безошибочного выполнения предписанного алгоритма.
0 мк
Рис.3. Качественное соотношение времени ожидания при трех различных дисциплинах обслуживания
Разработанная модель системы «оператор-РЛС» с использованием математического аппарата теории массового обслуживания позволяет оценить временные и вероятностные характеристики решения оператором потока алгоритмических задач и выбрать рациональную стратегию планирования обработки поступающей информации.
Литература
1. Дудин А.Н., Медведев Г.А., Меленец Ю.В. Практикум на ЭВМ по теории массового обслуживания [Электронный ресурс]: учеб. пособие - Электрон. текст. дан. (953 Кб). - Мн.: Электронная книга БГУ, 2003.
2. Гмурман В.Е. Теория вероятностей и математическая статистика. - М: Высшая школа, 2001.
3. КенигД., Штойян Д. Методы теории массового обслуживания. - М.: Радио и связь, 1981. - 128 с.
4. Приоритетные системы обслуживания / Б.В. Гнеденко, Э.А. Даниелян, Б.Н. Дмитров и др. -М.: Изд-во МГУ, 1973. - 448 с.
Статья поступила 8 июня 2011 г.
Акиншин Руслан Николаевич - доктор технических наук, ведущий научный сотрудник Секции прикладных проблем при Президиуме РАН. Область научных интересов: радиоэлектроника, защита информации.
Сигитов Виктор Валентинович - кандидат технических наук, заслуженный конструктор РФ, генеральный директор ОАО «ЦКБА» (г. Тула). Область научных интересов: разработка тренажерных систем с распределенной обработкой данных.
Минаков Евгений Иванович - доктор технических наук, профессор кафедры радиоэлектроники ТулГУ. Область научных интересов: телекоммуникационные системы и микропроцессорная техника. E-mail: rts@cdbae.ru
Морозов Дмитрий Вячеславович - аспирант кафедры радиоэлектроники ТулГУ. Область научных интересов: математическое и программное обеспечение АСУ, защита информации.
Г \
Вниманию читателей журнала
«Известия высших учебных заведений. Электроника»
Оформить годовую подписку на электронную
версию журнала можно на сайте
Научной Электронной Библиотеки:
www.elibrary.ru
у
ИНТЕГРАЛЬНЫЕ РАДИОЭЛЕКТРОННЫЕ УСТРОЙСТВА
УДК 621.396.6-027.31
Сравнительный анализ методов подавления боковых лепестков автокорреляционной функции в метеорадиолокации
Е.С. Суханов, К. С. Лялин Национальный исследовательский университет «МИЭТ»
Рассмотрены вопросы применения сложных сигналов в качестве зондирующих импульсов метеорологических РЛС, методы весовой обработки сигналов и математическая модель формирования и обработки зондирующих импульсов, построенная с помощью пакета прикладных программ МЛТЬЛБ. Приведены результаты моделирования различных вариантов системы.
Ключевые слова: метеорадиолокация, сложные сигналы, весовая обработка, автокорреляционная функция.
За полувековую историю исследований и разработок в метеорадиолокации были сформированы главные проблемы в этой области: достижение заданной дальности; уменьшение потребляемой мощности; уменьшение массогабаритных параметров; улучшение характеристик разрешения.
Уменьшение массогабаритных характеристик и потребления напрямую связано с развитием методов увеличения дальности обнаружения и разрешения сигналов при уменьшенной излучаемой мощности. Увеличение параметров дальности и разрешения имеет большое значение при измерении микрофизических характеристик осадков и облаков различных форм.
Обнаружение отражателей, дающих слабые эхосигналы, зависит от мощности передатчика импульсной радиолокационной станции (РЛС). Средняя мощность передатчика [1] определяется выражением
Р -т
р _ * имп с111 II
Рср - ,
т пов
где Гпов - период повторения импульсов; тсигн - длительность импульса.
Единственным способом увеличения энергетического потенциала метеорологического локатора при неизменной или более низкой импульсной мощности Римп передающего устройства является использование сложных зондирующих сигналов в системе со сжатием импульсов [2]. Однако это неизбежно приводит к возникновению боковых лепестков, приводящих к появлению ложных сигналов, расположенных на расстоянии длительности несжатого сигнала тсигн до и после реального отражателя.
© Е.С. Суханов, К.С. Лялин, 2012
