信号检测与估计理论(复习题解)
信号检测与估计试题——答案(不完整版)
一、概念：1. 匹配滤波器。
概念：所谓匹配滤波器是指输出判决时刻信噪比最大的最佳线性滤波器。
应用：在数字信号检测和雷达信号的检测中具有特别重要的意义。
在输出信噪比最大准则下设计一个线性滤波器是具有实际意义的。
2. 卡尔曼滤波工作原理及其基本公式(百度百科)首先，我们先要引入一个离散控制过程的系统。
该系统可用一个线性随机微分方程（Linear Stochastic Difference equation）来描述：X(k)=A X(k-1)+B U(k)+W(k)再加上系统的测量值：Z(k)=H X(k)+V(k)上两式子中，X(k)是k时刻的系统状态，U(k)是k时刻对系统的控制量。
A和B是系统参数，对于多模型系统，他们为矩阵。
Z(k)是k时刻的测量值，H是测量系统的参数，对于多测量系统，H为矩阵。
W(k)和V(k)分别表示过程和测量的噪声。
他们被假设成高斯白噪声(White Gaussian Noise)，他们的covariance 分别是Q，R（这里我们假设他们不随系统状态变化而变化）。
对于满足上面的条件(线性随机微分系统，过程和测量都是高斯白噪声)，卡尔曼滤波器是最优的信息处理器。
下面我们来用他们结合他们的covariances 来估算系统的最优化输出（类似上一节那个温度的例子）。
首先我们要利用系统的过程模型，来预测下一状态的系统。
假设现在的系统状态是k，根据系统的模型，可以基于系统的上一状态而预测出现在状态：X(k|k-1)=A X(k-1|k-1)+B U(k) (1)式(1)中，X(k|k-1)是利用上一状态预测的结果，X(k-1|k-1)是上一状态最优的结果，U(k)为现在状态的控制量，如果没有控制量，它可以为0。
到现在为止，我们的系统结果已经更新了，可是，对应于X(k|k-1)的covariance还没更新。
我们用P表示covariance：P(k|k-1)=A P(k-1|k-1) A’+Q (2)式(2)中，P(k|k-1)是X(k|k-1)对应的covariance，P(k-1|k-1)是X(k-1|k-1)对应的covariance，A’表示A的转置矩阵，Q是系统过程的covariance。
信号检测与估计理论(复习题解)-精选文档
a ba 0 图 2. 1 (b)
ab y
2 b y x
2 2 y 4 x
第2章 信号检测与估计理论的基础知识 例题解答
例 2 . 3 设连续随机信号 x ( t ) a cos( t ), 其振幅 a 和频率 已知 相位 在 [ , ) 范围内均匀分布。分析 该信号的广义平稳 并求其自 差函数 。 解 ： 分析该信号是否满足广 义平稳的条件。 信号的均值 ( t ) E a cos( t ) a cos( t ) p ( ) d x
2 1 ( y b ) / 2 1 x p ( y ) exp 2 2 2 2 2 x x 1 2
2 1 y ( 2 b ) x exp 2 2 8 8 x x 1 2
二. 离散随机信号矢量
1. 概率密度函数描述 。 2. 统计平均量：均值矢量 , 协方差, 协方差矩阵。 3. 各分量之间的互不相关 性和相互统计独立性及 关系。 4. 高斯离散随机信号矢量 的概率密度函数及特 点： x ~ N ( μ , C ), 互不相关等价于相互统 计独立 , 独立同分布 x x
E ( x b ) b
y
2 y
2 2 22 E ( y b ) E ( x b b ) E ( x 0 ) a / 6
第2章 信号检测与估计理论的基础知识 例题解答
当 a b 2 a 时, p ( y ) 的函数曲线如图 2 . 1 (b)所示 。 p ( x) p( y ) 1/ a 1/ a
第 1章
信号检测与估计概论
信号检测与估计试题及答案
(1). 若 为常数，求 的最大似然估计。
ˆ 1 N ln xiБайду номын сангаасN i 1
(2). 判断 的最大似然估计是否是有效估计？ 因为
ˆ HX B ，其中 H C M N , B C M 1
(1). 用最小均方误差准则确定矩阵 H , B 。 （用 , x 的一阶和二阶统计量表 示。 ）
H cov( , x ) cov1 ( x , x ) B E ( ) cov( , x ) cov 1 ( x , x ) E ( x)
2 ) ，做 H1 判决，反之做 H 0 判决。 ln 2 3
2
4. 求解下列问题 (1). 什么是序贯检测？
A1 , D1 ( x) A0 , D0 other , more obervation
(2). 对二元检测 P D1 H 0 ， P D0 H1 若，推导瓦尔特序贯检测的门
1 (2). 若是线性调频信号， 即 s1 (t ) A1 cos(1t t 2 ) 0 t T , 2 / 1 T ， 2
是常数，再求 Pe 结果相同。
3. 设有两种假设分别为：
H 0 : P0 ( x)
x2 1 exp 2 2 2 1 x A, A 0 H1 : P 1 ( x) 2 A 0 x >A
(2). ˆ 是否无偏
是无偏估计。
7. 求解下列问题。 (1). 什么是卡尔曼滤波，写出卡尔曼滤波的状态方程，观测方程和滤波方程
信号检测与估计理论简答
信号检测与估计理论简答题1.维纳滤波器与卡尔曼滤波器的区别维纳滤波器：1)只用于平稳随机过程。
2)该系统常称为最佳线性滤波器。
它根据全部过去和当前的观测信号来估计信号的波形，它的解是以均方误差最小条件所得到的系统的传递函数H(Z)的形式给出的。
3)信号和噪声是用相关函数表示的。
卡尔曼滤波器：1)平稳随机过程和不平稳随机过程均适用。
2)该系统常称为线性最优滤波器。
它不需要全部过去的观测数据，可根据前一个的估计值和最近的观察数据来估计信号的当前值，它是用状态方程和递推方法进行估计的，其解是以估计的形式给出的。
3)信号和噪声是用状态方程和测量方程表示的。
2.解释白噪声情况下正交函数集的任意性设)0)(()()(T t t n t s t x ≤≤+=中，噪声n(t)是零均值、功率谱密度为2/)(0N w P n =的白噪声，其自相关函数)(2)(0u t N u t r n -=-δ。
于是，任意取正交函数集)()},({t x t f k 的展开系数jx 和kx (k=1,2,…)的协方差为)])([(k k j j s x s x E --])()()()([00⎰⎰=Tk j Tdu u f u n dt t f t n E⎰⎰⎥⎦⎤⎢⎣⎡=T Tk j dt du u f u n t n E t f 00)()]()([)(⎰⎰⎥⎦⎤⎢⎣⎡-=TT k j dt du u f u t t f N 000)()()(2δjk k Tj N dt t f t f Nδ2)()(2==⎰当k j ≠时，协方差0)])([(=--k k j j s x s x E ，这说明，在n(t)是白噪声的条件下，取任意正交函数集)}({t f k 对平稳随机过程k x (k=1,2,…)之间都是互不相关的。
这就是白噪声条件下正交函数集的任意性。
3.请说明非随机参量的任意无偏估计量的克拉美-罗不等式去等号成立的条件和用途克拉美-罗不等式])),(ln [(1])ˆ[(22θθθθ∂∂≥-x p E E 或)]),(ln [(1])ˆ[(222θθθθ∂∂-≥-x p E E 当且仅当对所有的x 和θ都满足k x p )ˆ(),(ln θθθθ-=∂∂时，不等式去等号成立。
【精选资料】信号检测与估计总复习
《信号检测与估计》总复习
第一章 绪 论
本章提要
本章简要介绍了信号检测与估计理论的地位作用、研究对象和发展历程，以及本课程的性能和主要内容等。
第二章 随机信号及其统计描述 本章提要
本章简要阐述了随机过程的基本概念、统计描述方法，介绍了高斯噪声和白噪声及其统计特性。
本章小结
（1）概率分布函数是描述随机过程统计特性的一个重要参数，既适用于离散随机过程，也适用于连续随机过程。
一维概率分布函数具有如下性质
1),(0≤≤t x F X ；
[]0)(),(=-∞<=-∞t X P t F X ；
[]1)(),(=+∞<=+∞t X P t F X ；
),(),())((1221t x F t x F x t X x P X X -=<≤；
若21x x <，则),(),(12t x F t x F X X ≥
概率密度函数可以直接给出随机变量取各个可能值的概率大小，仅适用于连续随机变量。
一维概率密度具有如下性质：
0),(≥t x f X ；
1
),(=⎰
+∞
∞
-dx t x f X ；
x d t x f t x F x X X '
'=⎰
∞
-),(),(；
[]⎰=-=<≤21
),(),(),()(1221x x X X X dx
t x f t x F t x F x t X x P。
《信号检测与估计》第四章习题解答
(3sinω0T
−
2sin3ω0T
)
则判决规则变为
H1
I
> <
β
H0
两种错误判决的概率分别为
+∞
∫ P(D1 | H0 ) = β f (I | H0 )dI
《信号检测与估计》习题解答
β
∫ P(D0 | H1) = −∞ f (I | H1)dI
平均错误概率 Pe 为
∫ ∫ Pe
= P(H0 )P(D1 | H0 ) + P(H1)P(D0
T 0
[x(t
)−
B
cos(ω2t
+φ
)]2
dt
《信号检测与估计》习题解答
( ) ( ) ( ) f xH0 =
1
∫ − 1
e N0
T 0
[x
(t
)−
s
0
(t
)]2
dt
=
2π σ k
1
∫ − 1
e N0
T 0
[x
(t
)−
A
cos
ω1t
−
B
cos(ω
2
t
+φ
)]2
dt
2π σ k
根据最小差错概率准则有
0 N0
T 2 s2(τ )dτ = 2a2T
0 N0
N0
输出信号
xo (T
)
=
T
∫0
h(t )x(T
−
t )dt
=
∫Ts(T 0
− t)x(T
−
t )dt
=
T
∫0
2 N0
s(τ
)x(τ
《信号检测与估计》第二章习题解答
E[x]
=
0
，
R(t, t
+τ
)
=
R(τ
)
=
a2 2
cos ω0τ
即数学期望与时间无关，自相关函数仅与时间间隔有关，故 X (t) 为广义平稳随机过程
2.7 设有状态连续，时间离散的随机过程 X (t) = sin(2πAt)，式中， t 只能取正整数，即 t = 1,2,3,L ，
A 为在区间 (0,1) 上均匀分布的随机变量，试讨论 X (t)的平稳性。
cos
t2
+
1 9
sin
t2
cos t1
=
1 9
+
1 9
sin
t1
+
1 9
cos
t1
+
1 9
sin
t2
+
1 9
cos t2
+
1 9
cos(t1
-
t2
)+
1 9
sin(t1
+
t2
)
2.4 随机过程 X (t)为 X (t) = A cosω0t + B sin ω0t
[ ] [ ] 式中，ω0 是常数，A 和 B 是两个相互独立的高斯随机变量，而且 E[A] = E[B] = 0 ，E A2 = E B2 = σ 2 。
1 ↔ e−aτ u(τ )
jω + a
所以
RX (τ ) = ⎜⎜⎝⎛
1 e− 3
3τ −
1e 3
3τ + 1 e− 22
2τ − 1 e 22
2τ ⎟⎟⎠⎞u(τ )
平均功率
信号检测与估计理论
第2章 信号检测与估计理论的基础知识 内容提要
三. 离散随机信号的函数
1.一维雅可比特变别换是, 简单线性 的函 变数 。 换时 2. N维雅可比变换。
四. 连续随机信号
1任 .tk 时 意刻采 x (tk) 样 (x k ； tk)所 k ( 1 ,2 , 得 ,N )的 样 概 本 率 函数描述。
平均似然 广 比 义 检 似 验 然 ,比-检 皮验 尔和 逊奈 检曼 验的基
和方法。
第3章 信号状态的统计检测理论 例题解答
例3.1 设二元信号检测的模信型号为
H 0： x1n H1： x2n
其中 观,测n噪 服声 从对称三 如3 角 图 .1(a)分 所布 。 示,
若似然 1 ,求 比最 检 图 佳 测 示 判 门 计 判 P ( 决 H 限 算 1|H 0 决 )。 式域
也相互统计独立。
七. 信号模型及统计特性
确知信号 (未和 )知 参随 量机 ； 信 随号 机参量信性 号描 的述 统
第2章 信号检测与估计理论的基础知识 例题解答
例 2.1设离散x随 服机 从信 对号 称 其 三 概 角 率 分 密 布 度 , 函
p(x)
11|x| a a2
axa (a0)
0
其他
第3章 信号状态的统计检测理论 内容提要
一.信号状态统计检测 的理 基论 本概念
信号状态观 的测 假信 设号 , 的数 概合 ,率理 密判 判 度决 决 函,结果 与判决概最 率佳 , 判决的概 。念
二.二元信号状态统计 的检 三测 个准则
贝叶斯最 检小 测平 准均 则准 错 , 奈 则 误 曼 , 皮 概尔 率逊 检 测准则的概 检 念 验 、 判 似 决 然 为 式 比 最 、简 化判 简决 能 式
信号检测与估计理论(复习题解)
最大似然估计法具有一致性和渐近无偏性等优点，但在小样本情况下可能存在偏差。此外，该方 法对模型的假设较为敏感，不同的模型假设可能导致不同的估计结果。
最小二乘法
01
原理
最小二乘法是一种基于误差平方和最小的参数估计方法， 它通过最小化预测值与观测值之间的误差平方和来估计模 型参数。
02 03
步骤
首先，构建包含未知参数的预测模型；然后，根据观测数 据计算预测值与观测值之间的误差平方和；接着，对误差 平方和求导并令其为零，得到参数的估计值；最后，通过 求解方程组得到参数的最小二乘估计值。
优缺点
最小二乘法具有计算简单、易于实现等优点，但在处理非 线性问题时可能效果不佳。此外，该方法对异常值和噪声 较为敏感，可能导致估计结果的偏差。
01
小波变换基本原理
小波变换是一种时频分析方法，通过伸缩和平移等运算对信号进行多尺
度细化分析，能够同时提供信号的时域和频域信息。
02
小波变换在信号去噪中的应用
小波变换具有良好的时频局部化特性，可以用于信号的去噪处理。通过
对小波系数进行阈值处理等操作，可以有效去除信号中的噪声成分。
03
小波变换在信号特征提取中的应用
3. 观察相关函数的峰值，判断是否超过预设门限。
实现步骤
2. 将待检测信号与本地参考信号进行相关运算。
优缺点：相关接收法不需要严格的信号同步，但要求参 考信号与待检测信号具有较高的相关性，且容易受到多 径效应和干扰的影响。
能量检测法
原理：能量检测法通过计算接收信号的能量来判断信号 是否存在。在噪声功率已知的情况下，可以通过比较接 收信号的能量与预设门限来判断信号是否存在。 1. 计算接收信号的能量。
经典参数估计方法
信号检测与估计复习纲要与习题参考答案_2012
2011《信号检测与估计》复习纲要“信号检测与估计”理论是现代信息科学的一个重要组成部分，它是把所要处理的问题，归纳为一定的“数学模型”→运用“概率论”、“随机过程”、“数理统计”等数学工具→以普遍化的形式提出，以寻求普遍化的答案和结论，并且理论与工程实践相结合，以雷达系统、通信系统、声纳系统为主要研究对象，主要内容包括：● 随机信号与噪声理论(The Theory of Random Signals and Noise)——分析随机信号与噪声的数学工具● 统计判决（检测）理论(Statistical Decision Theory)——研究在噪声干扰背景中，所关心的信号是属于哪种状态的最佳判决问题(Detection of Signals in Noise)● 参量估计理论(Estimation Theory of Signal Parameters)——研究在噪声干扰背景中，通过对信号的观测，如何构造待估计参数的最佳估计量问题(Estimation of Signal Parameters)● 滤波理论(Filtering Theory)——为了改善信号质量，研究在噪声干扰中所感兴趣信号波形的最佳恢复问题，或离散状态下表征信号在各离散时刻状态的最佳动态估计问题(Estimation of Signal Waveform) 复习重点：信号检测与参量估计 ● 信号检测：根据有限观测，“最佳”区分一个物理系统不同状态的理论 ● 参量估计：根据有限观测，“最佳”找出一个物理系统不同参数的理论如何选择一个估计量&估计量选择的决策过程信号处理否估计量LSE经典方法贝叶斯方法如何选择一个检测器－二元信号检测如何选择一个检测器－多元信号检测*注：ARMA：自回归滑动平均BLUE：最佳线性无偏估计CFAR：恒虚警率CRLB ：Cramer-Rao下限EM：数学期望最大化GLRT：广义似然比检验IID：独立同分布LLR：对数似然比LMMSE：线性最小均方误差LMP：局部最大势LRT：似然比检验LSE：最小二乘估计LSI：线性时不变MAP：最大后验概率MLE：最大似然估计MMSE：最小均方误差估计MVU：最小方差无偏NP：Neyman-Pearson准则PRN：伪随机噪声RBLS：Rao-Blackwell-Lehmann-Scheffe定理ROC:接收机工作特性UMP：一致最大势WGN：白色高斯噪声WSS：广义平稳2011《信号检测与估计》复习参考题参数估计部分：1.基本概念理解：最小方差无偏估计，最佳线性无偏估计，最大似然估计，最小二乘估计，矩方法估计，最小均方误差估计，最大似然估计，线性最小均方误差估计，一般（经典）线性模型和贝叶斯线性模型。
信号检测与估计课后习题
三、（15分）在二元信号的检测中，若两个假设下的观测信号分别为：0122112::H x r H x r r ==+其中，和是独立同分布的高斯随机变量，均值为零，方差为1。
若似然比检测门限为1r 2r ，求贝叶斯判决表示式。
η解 假设下，观测信号的概率密度函数为0H x 1/2201(|)exp 22x p x H π⎛⎫⎛⎫=- ⎪⎪⎝⎭⎝⎭假设下，，而，且相互统计独立。
大家知1H 2212x r r =+12(0,1),(0,1)r N r N ::道，若，且之间相互统计独立，则(0,1)k r N :(1,2,,)k r k N =L 21Nk k x x ==∑是具有个自由度的分布。
现在，所以假设下，观测信号的概率密度函数N 2χ2N =1H x 为22/2112/221(|)exp()2(2/2)21exp(),022x p x H x x x -=-Γ=-≥当时，。
0x <1(|)0p x H =于是，似然比函数为1/2210exp ,0(|)()222(|)0,0x x x p x H x p x H x πλ⎧⎛⎫⎛⎫-≥⎪ ⎪ ⎪==⎨⎝⎭⎝⎭⎪<⎩当似然比检测门限为时，判决表达式为η11/220exp ,0222,0H H x x x H x πη⎧⎛⎫>⎛⎫⎪-≥⎪ ⎪ ⎪<⎝⎭⎨⎝⎭⎪⎪<⎩成立对的情况，化简整理得判决表达式为0x ≥11/2222ln H H x x ηπ⎡⎤>⎛⎫-⎢⎥⎪<⎝⎭⎢⎥⎣⎦四、（15分）已知被估计参量的后验概率密度函数为θ2(|)()exp[()],0p x x x θλθλθθ=+-+≥（1）求的最小均方误差估计量 。
θ^mse θ（2）求 的最大后验估计量 。
θ^map θ 解 （1）参量的最小均方误差估计量是的条件均值，即θ^mse θθ^0220221(|)()[()]1()()2,mse p x d x exp x d x x x x θθθθλθλθθλλλλ∞∞+==+-+=++=≥-+⎰⎰^0,mse x θλ=<-（2）由最大后验方程^ln (|)|0map p x θθθθ=∂=∂得^2[ln()ln ()]1()|0mapx x x θθλθλθθλθ=∂++-+∂=-+=解得^^1,0,map map x x x θλλθλ=≥-+=<-七、（15分）若对未知参量进行了六次测量，测量方程和结果如下：θ182222202384404384n θ⎡⎤⎡⎤⎢⎥⎢⎥⎢⎥⎢⎥⎢⎥⎢⎥=+⎢⎥⎢⎥⎢⎥⎢⎥⎢⎥⎢⎥⎢⎥⎢⎥⎣⎦⎣⎦设初始估计值和估计量的均方误差分别为：^2000,θε==∞试用递推估计求的线性最小二乘估计量和估计量的均方误差θ^^1def s k θθ=；并将最终结果与非递推估计的结果进行比较。
《信号检测与估计》第三章习题解答
∞ β
f
(x
|
H
0
)dx
+
P(H1
)C01
β −∞
f (x | H1)dx
∫ ∫ = 0.8
∞ − x2
e 8 dx +
0.4
β − (x−1)2 e 8 dx
2 2π β
2 2π −∞
3.3
只用一次观测值
x
对下面两个假设作出选择，H
0
：样本
x
为零均值，方差
σ
2 0
的高斯变量；H
1
：
样本
x
为零均值，方差 σ12 的高斯变量，且 σ12
dt
=
1 2
⎡ ⎢1 − ⎣
erf
⎜⎜⎝⎛
β 2σ
⎟⎟⎠⎞⎥⎦⎤
∫ β (q0 ) =
β −∞
∫ ∫ 1
− (x−1)2 e 2σ 2 dx = 1 −
2π σ
∞ β
1 2π σ
− (x −1)2 e 2σ 2
dx
=1−
1 2
⎜⎛ ⎜⎜⎝
2 π
∞ β −1
2σ
e−t
2
dt
⎟⎞ ⎟⎟⎠
=
1−
1 2
⎡ ⎢1 − ⎣
《信号检测与估计》习题解答
《信号检测与估计》第三章习题解答
3.1 在二元数字通信系统中，发送端等概发送 2V 和 0V 的脉冲信号，信道上迭加的噪声服从均值
为零，方差为σ 2 的正态分布，试用最大后验概率准则对接收信号进行判决。
解：由于
P(H1)
=
P(H 0
)
=
1 2
，且
《信号检测与估计》第七章习题解答
《信号检测与估计》第七章习题解答7.1 在二元数字通信系统中，两个假设下的观测波形()t x 分别为L ,2,1,1:1=+=i n x H i iL ,2,1,:0==i n x H i i式中，i n 是均值为零、方差为1的高斯白噪声，要求虚警概率410−=α，漏报概率110−=β，且()()5.010==H P H P 。
求：（1）序贯似然比检测的判决门限及判决规则。
（2）序贯似然比检测的平均观测取样数。
（3）若采用常规的固定样本数的似然比检测，求满足检测性能所要求的取样数。
解：（1）单次观测所得随机变量x 的似然函数为2)1(1221)|(−−=x e H x f π 20221)|(x e H x f −=π得到似然必为2101)()()(−==x e H x f H x f x l对应的对数似然比为21ln )(ln 21−==−x e x l x 假定顺序得到取样，则第N 步的对数似然比为 22121ln )](ln[122)1(1212N x e e l N i i x N x N N N i i N i i −=⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛=∑=∑−∑−−==ππx 两个检测门限值分别为303.21ln ln 0−=⎟⎠⎞⎜⎝⎛−=αβl 105.91ln ln 1=⎟⎠⎞⎜⎝⎛−=αβl 序贯似然比检测的判决规则如下303.221−≤−∑=N xN i i 0H 假设为真 105.921≥−∑=N xN i i1H 假设为真105.92303.21<−<−∑=N x N i i 增加一次观测转入下一检测阶段 []21211]|)21[(|)(ln 11=−=−=H x E H x l E []21210]|)21[(|)(ln 00−=−=−=H x E H x l E （2）将各参数的取值分别代入1H 假设为真时的平均取样数和0H 假设为真时的平均取样数公式得[]93.15|)(ln ln ln )1(]|[1011=+−=H x l E l l H N E ββ []60.4|)(ln ln )1(ln ]|[0010=−+=H x l E l l H N E αα总的平均取样数为265.10]|[)(]|[)(][1100=+=H N E H P H N E H P N E因此取样数为11就可以达到预期的检测性能。
信号检测与估计复习纲要与复习题参考答案-2012
参量估计：根据有限观测，“最佳”找出一个物理系统不同参数的理论
如何选择一个估计量&估计量选择的决策过程
信号处理 问题
是 是一个多维问题
是 先验知识
P(T; ) exp(Tn ) n1 N N exp( Tn ) n1
两边取对数
N
L(T , ) ln P(T; ) N ln Tn n1
求导数
L(T, )
N
N
Tn
n1
0
那么 的 MLE 为
N
N
Tn
n1
7.从 PDF N(A, 2) 观测到 N 个 IID 样本，其中 A, 2 皆未知，求 SNR A2 / 2
是
代价已知
否
Cij
是
Cij＝dij
否 数据PDF已知 是
否
否
指定先验PDF
是
是 P(Hi)=1/M
贝叶斯风险 （5）
否
否
数据PDF已知
否 指定先验PDF
是
是
是 MAP（4）
数据PDF已知
指定先验PDF
否
否
是
是
ML（4）
多元假设检验的最佳贝叶斯方法
尝试广义 ML准则（15）
*注：
ARMA：自回归滑动平均 BLUE：最佳线性无偏估计 CFAR：恒虚警率 CRLB ：Cramer-Rao 下限 EM：数学期望最大化 GLRT：广义似然比检验 IID：独立同分布 LLR：对数似然比 LMMSE：线性最小均方误差 LMP：局部最大势 LRT：似然比检验 LSE：最小二乘估计 LSI：线性时不变 MAP：最大后验概率 MLE：最大似然估计 MMSE：最小均方误差估计 MVU：最小方差无偏 NP：Neyman-Pearson 准则 PRN：伪随机噪声 RBLS：Rao-Blackwell-Lehmann-Scheffe 定理 ROC:接收机工作特性 UMP：一致最大势 WGN：白色高斯噪声 WSS：广义平稳
2021年信号检测与估计各章作业参考答案(1~9章)
其中 是常数， 是 上均匀分布的随机参量； 是高斯白噪声。
(a)求判决公式及最正确接收机结构形式。
(b)如果 ，证明最正确接收机可用 作为检验统计量，并对此加以讨论。
解：〔a〕设 是均值为0、功率谱密度为 的正态白噪声，那么有
由于
所以
按照贝叶斯准那么
或者
两边取对数得到
最正确接
因此 的均值、二阶原点矩和方差分别为
9.假设随机过程 的自相关函数为 ，求 的功率谱密度。
解:自相关函数与功率谱密度函数是一对傅立叶变换对，所以有
利用欧拉公式，可得
11.平稳随机过程 具有如下功率谱密度
求 的相关函数 及平均功率 。
解：
而自相关函数 与功率谱密度 是一对傅立叶变换，
〔b〕不管是否有条件 ，
都可选 作为检验统计量。
当 时，由于
所以判决规那么为
第六章多重信号检测
思考题1：为何要进行多重信号的检测？
答：利用多重信号检测的优势是可以增加检测系统的信噪比，从而增强系统的检测性能。
思考题3：何谓随机相位相干脉冲串信号和随机相位非相干脉冲串信号？
答：通常把多个脉冲信号组成的一串信号称为脉冲串信号，各个脉冲叫做子脉冲，整个信号叫做脉冲串信号。如果脉冲串信号的初相随机，但各个子脉冲信号的相位一致，那么称之为随机相位相干脉冲串信号。如果各子脉冲信号的相位都是随机变化的，且彼此独立变化，那么称之为随机相位非相干脉冲串信号。
〔1〕求 的最大似然估计。
〔2〕假设 的概率密度
求 的最大后验概率估计。
解：〔1〕由题意可写出似然函数
按最大似然估计方程 ，由此解得
〔2〕当 时，可按最大后验概率方程 求解，得到
信号检测与估计-习题讲解
T
0
Bx (t ) sin 2 t dt
1 T 1 2 x t A t dt 因 此 ， p (x H 1 ) F exp ( ) cos 1 0 2 N0 B 2T 2 2 T B x t t dt exp exp ( ) sin 2 d 0 0 2N0 N0 1 1 p (x H 0 ) F exp 2 N0
答：（1）其匹配滤波器的冲激相应为： ka h0 (t ) ks(T t ) 0 传输函数: 0t T 其他
sin T / 2 jT e T / 2 ka 2t 0t T 2 输出信号波形：so (t ) s(t )* h0 (t ) ka (2T t ) T t 2T 0 其他 H ( ) kS * ( )e jT kaT 输出峰值信噪比：SNR max Es 2a 2T Pn N0
cos t cos tdt cos t sin tdt 0
0 1 2 0 1 2
T
T
证明：最佳接收机可用 x(t)cos1tdt作为检验统计量并对此加以讨论。
0
T
答：最佳接收机的表达式为： p(x H1) H1 0。其中，x为向量， l x(t) p(x H0 ) H0 1 2 p(x H1) p(x H1 ,)d 2 0 1 T 1 2 2 F exp x(t) Acos1t B cos(2t ) dt d 0 2 0 N0 1 2 p(x H0 ) p(x H0 ,)d 2 0 1 T 1 2 2 F exp x(t) B cos(2t ) dt d 0 2 0 N0
信号检测与估计第一章课后答案
22]exp[22228.8)])R pp101022]p x x H ss 22]1x x s +似然函数为221/22()(|)(2/2)exp[]2/2x k x k m a P m H ps s --= （k=1，0）虚警概率100(|)(|)[]/2x x P D H P m H dm erfc bb s ¥==ò漏报概率0111(|)1(|)1[]/2x x P D H P m H dm erfc bb s ¥-=-=-ò平均风险011001Pr (|)(|)f m R Qr Qc P D H Pc P D H =+=+=1[]{1[]}/2/2f m Qc erfc Pc erfc b b s s -+-其中b 为（1）式确定1.3只用一次观测x 来对下面两个假设作选择，0H ：样本x 为零均值、方差20s 的高斯变量，1H ：样本x 为零均值、方差21s 的高斯变量，且21s >20s 。
根据观测结果x ，确定判决区域0D 和1D 。
画出似然比接收机框图。
1H 为真而选择了0H 的概率如何？ 解：（1）似然函数221(|)exp()2*2k k kx P x H s s p -= （k=1，0） 似然比2100220101(|)111exp[()](|)2P x H x P x H s s s s =-³L 判为1H 化简得2220101221002ln 0x s s sb s s s L³=>- （21s >20s ） 判为1H得 1:||D x b ³ 0:||D x b <0L 根据选取准则而定21exp()2bbbbs s p(2s p12s p 222lns ps=b ||1x b > |1b £则||x—bx ³0 判为1H<0 判为0H1001(|)(|)2P D H P x H dx dx bbbbb a --====òò所以得判决区域为1:||||1D x x a £> 0:||1D x a <£1.7 1.7 根据一次观测，用极大极小化检验对下面两个假设做判断根据一次观测，用极大极小化检验对下面两个假设做判断根据一次观测，用极大极小化检验对下面两个假设做判断1H ：()1()x t n t =+0H ：()()x t n t =设n （t ）为零均值和功率为2s 的高斯过程，且00111001,1c c c c ===。
信号检测估计复习资料
第二章随机信号及其统计描述1.两个随机过程不相关一定独立。
（）2.严格的平稳随机过程不一定是宽平稳随机过程。
（）3.平稳随机过程的功率谱密度与自相关函数是一对傅里叶变换。
（）4.白噪声是一种理想化模型，在实际中是不存在的。
（）5.功率谱密度是样本函数x在单位频带内在1欧姆电阻上的平均功率值。
（）6.加性噪声按功率谱密度分为（）噪声和（）噪声。
7.有色噪声的功率谱密度在频率范围内是均匀分布的。
（）8.对于白噪声下面哪个量是均匀分布的（）。
A.噪声电压B.噪声电流C.噪声功率D.噪声功率谱密度9.在信号检测与估计理论中，通信接收机中的噪声可以近似为平稳随机过程。
（）第三章经典检测理论1.什么是二元检测，其本质是什么？画出其理论模型。
2.二元检测中有两类错误的判决概率，两类正确判决概率。
( )3.下面哪种概率是虚警概率（）。
A．P（D0|H0）B．P（D1|H0）C.P（D1|H1）D. P（D0|H1）4.二元检测中有先验概率和后验概率，P（H0）是（）概率，P（H0|x）是（）概率。
5.下面哪个为后验概率密度函数（）。
A.f(x|H0)B.f(x|H1,a)C.f(a|x)D.f(a)6.经典检测理论中常用的4个检测准则分别为（）、（）、（）和（）。
7.最大后验概率准则和最小错误概率准则判决公式是不同的。
（）8.最大后验概率准则为何称为理想观测者准则？9.极大极小风险准则是在先验概率未知的情况下，使可能出现的最大风险达到极小的判别准则。
（）10.Neyman-Pearson准则规定，在给定( )概率情况下，使得（）概率尽可能大。
11.最大后验估计和最大似然估计的使用条件。
12.下面哪种判决准则是时平均风险最小的准则（）。
A.最大后验概率准则B.最小错误概率准则C.Bayes准则D.Neyman-Pearson准则13.当先验概率未知和代价函数均未知时，使用的判决准则是Neyman-Pearson准则。
信号检测与估计理论 (复习题解)
第2章 信号检测与估计理论的基础知识 内容提要
五. 线性时不变系统对平稳连续随机信号的响应
1. 输入平稳连续随机信号x(t),响应y(t)也是平稳的。
2. 响应y(t)均值 y H (0)x，自相关函数ry ( ) h( ) h( ) rx ( )， 功率谱密度Py () | H () |2 Px ()。
第2章 信号检测与估计理论的基础知识 内容提要
三. 离散随机信号的函数
1. 一维雅可比变换,特别是简单线性函数时的变换。 2. N维雅可比变换。
四. 连续随机信号
1. 任意tk时刻采样所得样本x(tk ) (xk；tk )(k 1,2, , N )的概率密度 函数描述。
2. 统计平均量：均值,均方值,方差,自相关函数,协方差函数及关系。
图2.1(a)
图2.1(b)
ab y
例2.2
设x ~
N(x
,
2 x
)。若y
2
x
b,
求p(
y)及
y和
2。
y
解：y
2x
b是线性变换,所以y
~
N(
y
,
2 y
)。
反函数 x ( y b) / 2, 雅可比 J d[(y b) / 2]/ dy 1/ 2。所以
p(
y)
1
2
2 x
1
2
exp
(
y
b) / 2
a x a 其他
(a 0)
如图2.1(a )所示。已知x的均值和方差分别为 x
0,
2 x
a2
/ 6。
设y x b,求p( y)及y的均值和方差；当a b 2a时,画出p( y)的函数
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差函数。
解：分析该信号是否满足广义平稳的条件。
信号的均值
x
(t
)
Ea
cos(t
)
a
cos(t
)
p(
)d
a
2
cos(t
)d
0
信号的自相关函数 rx (t j ,tk ) E a cos(t j )a cos(tk )
a2
cos(t
j
) cos(tk
)p( )d
a2
4
[cos(t
j
tk
2 )
三.高斯有色噪声中确知信号波形的检测
高斯信号。若任意tk时刻采样的样本为x(tk ) (xk；tk )(k 1，2， ，N ),求 样本矢量x (x1 x2 xN )T的N维联合概率密度函数。
解：样本矢量x (x1 x2 xN )T 是N维高斯离散随机信号矢量。
xk 0 k 1,2, , N
cx ( ) rx ( ) (N0 / 2) ( )
概率密度函数。
第2章 信号检测与估计理论的基础知识 内容提要
五. 线性时不变系统对平稳连续随机信号的响应
1. 输入平稳连续随机信号x(t),响应y(t)也是平稳的。
2. 响应y(t)均值 y H (0)x，自相关函数ry ( ) h( ) h( ) rx ( )， 功率谱密度Py () | H () |2 Px ()。
六.噪声模型及统计特性
高斯噪声、白噪声和高斯白噪声的定义、描述和特性。
高斯噪声：x
~
N(x
,
2 x
)；x
~
N( μx
,C x
)
白噪声(零均值)：Pn () N0 / 2；cn ( ) rn ( ) N0 / 2 ( )
任意不同时刻采样的样本x(tk )(k 1,2, )之间互不相关。
高斯白噪声(零均值)：Pn () N0 / 2；cn ( ) rn ( ) N0 / 2 ( )
cos (t k
tj
)]d
a2
4
cos( )
rx
(
)
所以,连续随机信号x(t)是广义平稳的。
tk t j
第2章 信号检测与估计理论的基础知识 例题解答
因为连续随机信号x(t )的均值为零，所以
cx
(
)
rx
(
)
a2
4
cos( )
tk t j
例2.4 设连续随机信号x(t)是均值为零,功率谱密度Px () N0 / 2的
a x a 其他
(a 0)
如图2.1(a )所示。已知x的均值和方差分别为 x
0,
2 x
a2
/ 6。
设y x b,求p( y)及y的均值和方差；当a b 2a时,画出p( y)的函数
曲线。
解：反函数 x y b, 雅可比 J d( y b) / dy 1, 所以
p(y)
1 1 | yb| a a2 0
例3.2 设二元信号检测的信号模型分别如图3.2(a)、(b)所示。
若似然比检验门限为(0 ),求最佳判决式；当 2时,图示
p(x | H0 )和p(x | H1)及最佳判决域,并标出判决概率P(H 0 | H1)对应的
面积。 p(x | H0 )
p(x | H1) 1
1/ 3
1
0
图3.2(a)
s1k
s0
k
2 n
P(H1 | H0 ) Qln / d d / 2 P(H1 | H1) Qln / d d / 2
Qu0
u0
1
2
1
2
exp
u2 2
du
第4章 信号波形的检测
内容提要
一. 信号波形检测的两个预备知识
1. 匹配滤波器的概念、设计、性质。
2.连续随机信号的正交级数展开：正交函数集的定义；平稳连续随
任意不同时刻采样的样本x(tk )(k 1,2, )之间互不相关，
也相互统计独立。
七. 信号模型及统计特性
确知信号和随机(未知)参量信号；随机参量信号的统计特性描述。
第2章 信号检测与估计理论的基础知识 例题解答
例2.1 设离散随机信号x服从对称三角分布,其概率密度函数为
p(x)
1 1 |x| a a2 0
或 l( x) H1 H0
判决H1成立的域为R1域 判决H 0成立的域为R0域
判决H1成立的域为L1域 判决H 0成立的域为L0域
第3章 信号状态的统计检测理论 内容提要
检测性能分析
通用方法
高斯检验统计量的简化方法
p(l | H0 ) p(l | H1)
P(H1 | H0 ) L1 p(l | H0 )dl P(H1 | H1) L1 p(l | H1)dl
二.二元信号状态统计检测的三个准则
贝叶斯检测准则,最小平均错误概率检测准则,奈曼 皮尔逊检 测准则的概念、似然比检验判决式、化简为最简判决式、检测性能
分析(含通用方法和检验统计量是高斯离散随机信号时的简化方法。)
似然比检验判决式
最简判决式
(x)
p( p(
x x
| |
H H
1 0
) )
H1
H0
l( x) H1 H0
概率准则
判决方式、检测性能分析。
四.随机(未知)参量信号状态的统计检测
平均似然比检验,广义似然比检验和奈曼- 皮尔逊检验的基本概念
和方法。
第3章 信号状态的统计检测理论 例题解答
例3.1 设二元信号检测的信号模型为 H0：x 1 n H1：x 2 n
其中,观测噪声n服从对称三角分布,如图3.1(a)所示。
机信号展开时,为使展开系数互不相关,正交函数集的每个坐标函数应 满足的积分方程；白噪声时正交函数集的任意性。
二.高斯白噪声中确知信号波形的检测
1.简单二元、一般二元信号波形检测的最佳判决式、检测系统结
构、检测性能分析、最佳信号波形设计；充分统计量分析方法基础。
2. M元信号波形的贝叶斯检测准则和最小平均错误概率检测准则的 最佳判决与检测性能分析的基本方法。
信号检测与估计理论
内容提要 例题解答
第1章 信号检测与估计概论 信号的随机性及其统计处理方法。
内容提要
第1章 信号检测与估计概论
略
例题解答
第2章 信号检测与估计理论的基础知识 内容提要
一. 离散随机信号
1. 概率密度函数p(x)及特性： 非负,全域积分等于1,落入[a,b]间的概率。
2. 统计平均量：均值,方差。
d 2 E(l | H1) E(l | H0 ) 2
Var (l | H0 )
N k 1
s2 1k
N
s2 0k k 1
2
N k 1
s1k
s0
k
2
N
2
2
s n
1k
k1
N
s2 0k k 1
2
N k 1
s1k
s0
k
判决概率为
N k 1
s2 1k
N
s2 0k k 1
2
N k 1
H0
，
判
决
假
设H
成
0
立。
第3章 信号状态的统计检测理论 例题解答
当 2时,图示 p(x | H0 )和p(x | H1)及最佳判决域,并标出判决概率
P(H 0 | H1)对应的 面积,如图3.2(c)所示。
p(x | H0)
p(x | H1)
1/ 3
1 1/ 3 0 1/ 3 1
R0 R1
R0
|
H1
)
1
2
2 n
N
2
exp
N
k 1
(xk s1k
2
2 n
)2
第3章 信号状态的统计检测理论 例题解答
由似然比检验判决式 (x) p(x | H1) H1
得
p(x | H0 ) H0
N
exp
xk s1k
2
k1
n
n xk s0k
2
k 1
n
N
s2 1k
22
k 1
n
N2
3.
高斯离散随机信号的概率密度函数及特点：x
~
N(x
,
2 x
)。
二. 离散随机信号矢量
1. 概率密度函数描述。
2. 统计平均量：均值矢量,协方差,协方差矩阵。
3. 各分量之间的互不相关性和相互统计独立性及关系。
4.高斯离散随机信号矢量的概率密度函数及特点：
x ~ N( μx ,C x ), 互不相关等价于相互统计独立, 独立同分布时的 概率密度函数。
ab yab 其他
(a 0)
y E(x b) b
2 y
E( y
b)2
E(x
b b)2
E(x
0)2
a2
/6
第2章 信号检测与估计理论的基础知识 例题解答
当a b 2a时,p( y)的函数曲线如图2.1(b)所示。
p(x) 1/ a
p( y) 1/ a
a0a x a0 a b a2 x
cx ( ) | 0
N0
/
2
样本xk (k 1,2, , N )之间是独立同分布的。所以
p(
x)
1
N0
N
2
exp
N
k 1
x2 k
N0
第3章 信号状态的统计检测理论 内容提要
一. 信号状态统计检测理论的基本概念
信号状态的假设,观测信号的概率密度函数,合理判决,判决结果 与判决概率,最佳判决的概念。