一種用于局域增強系統完好性監測的門限值確定方法
【專利摘要】本發明提供了一種用于局域增強系統完好性監測的門限值確定方法，根據局域增強系統的虛警率要求計算對應的分位數；然后按照實際使用需要將衛星仰角區間進行劃分，并將采集到的觀測量數據按區間進行分組；計算每組數據的均值和標準差，并進行歸一化處理；然后利用膨脹的高斯分布去包絡歸一化數據的概率密度分布從而計算出膨脹因子；利用分位數、均值、標準差和膨脹因子計算出每個區間的門限值；最后利用各區間的門限值進行擬合得到門限值曲線。本發明滿足了局域增強系統對虛警率的要求；同時，因為是使用系統本身采集的數據來確定門限值，也更加符合系統的實際特性。
【專利說明】-種用于局域增強系統完好性監測的門限值確定方法
【技術領域】
[0001] 本發明屬于衛星導航領域，涉及一種用于局域增強系統完好性監測的門限值確定 方法。
【背景技術】
[0002] 衛星導航具有全天候、廣覆蓋和低成本等優點，已經成為導航體系中最主要的導 航手段。隨著導航應用的不斷深入，單純利用衛星導航系統傳統的單點定位服務已經不能 滿足各種用戶所需的精度和完好性等要求。這就需要建立增強系統對導航性能進行增強， 局域增強系統就是其中之一。局域增強系統被廣泛應用在機場對飛機的進近引導上，它是 一種地基增強系統，其地面基準站利用多個已知精確位置的基準接收機（通常為3至4個） 接收可視衛星的測距信號，綜合計算出每顆衛星的碼偽距校正量、載波相位校正量等增強 信息，并將這些信息發送給機載子系統。機載子系統利用差分增強原理，在定位解算中用這 些信息來減小相關誤差的影響，可以獲得性能得到增強的導航服務。
[0003] 精密進近對定位精度和完好性要求很高，II類、III類精密進近對完好性風險的 要求達到2XKT9/進近，即每10億次進近中，發生引導信息不可用且機載子系統沒有得到 報警的次數不得超過2次。苛刻的完好性風險要求局域增強系統在將各種增強信息發送給 機載子系統之前，必須要進行完好性監測，避免將不可用的引導信息發出。導致引導信息不 可用的因素主要包括地面站設備和空間衛星信號的故障及異常，對應到完好性監測中，就 要進行相應的質量監測，包括信號質量監測，數據質量監測和測量值質量監測。在局域增強 系統中，進行以上質量監測的做法是用地面站基準接收機采集的各種觀測量與其相應的門 限值進行比較，若觀測量的大小超出了門限值，則認為該觀測量發生了異常，從而可以進行 異常值剔除或進一步確定對應的觀測通道出現了故障。
[0004] 在進行質量監測時，門限值的確定成為關鍵。若門限值取得過大，則異常觀測量無 法被完全檢測出，會造成錯誤的引導信息；若門限值取得過小，則正常觀測量也會被當做異 常值處理，系統的連續性會受到影響。在局域增強系統完好性監測中，觀測量質量監測對門 限值的要求是：讓正常觀測量超出門限值范圍的概率小到一定程度（通常要求達到1〇_ 9的 量級）以滿足系統整體連續性的要求，此概率稱之為虛警率。以往確定門限值的做法主要 有兩種：一種是依靠工程實踐經驗為各種觀測量設定門限值，這種做法缺少理論依據而無 法保證虛警率，同時，以往的經驗通常都是基于GPS衛星及其接收機的，對于我國北斗導航 系統及其接收機，可能并不適用。另一種是根據各種觀測量門限值模型來確定門限值，但由 于實際使用時的各種條件（如地面基準站的位置、接收機的性能、環境的差異、所用的衛星 導航系統）可能與門限值模型建立時有較大的出入，因此按照模型來確定門限值的做法并 不一定正確。通常，這兩種做法被結合起來使用，但還是無法保證完全適用。
【發明內容】
[0005] 為了克服現有技術的不足，本發明提供一種用于局域增強系統完好性監測的門限 值確定方法，根據觀測量數據的概率密度分布，結合虛警率要求計算出對應的門限值。
[0006] 本發明解決其技術問題所采用的技術方案包括以下步驟：
[0007](1)計算局域增強系統要求的虛警率p對應的分位數a= (p/2)，其中函數Q(s) 為標準正態分布S的分位數函數，s彡0,Q(S)代表S的取值大于s的概率，即Q(S) =P(S>s);
[0008]⑵將衛星仰角按照L度作為一區間進行劃分，則得到的各個仰角區間為（0,L]， (L，2L]，（2L，3L]…（90-L，90]，共有M= 90/L個仰角區間，L取5度或10度；
[0009] (3)對采集到的觀測量數據，將屬于同一個仰角區間的分為一組，得到M組觀測量 數據D1, D2, Dm;
[0010] (4)計算每組觀測量數據的均值iii，ii2，ii3*"iiM和標準差〇i，〇 2，〇 3*" 〇 M;
[0011] (5)對每一組觀測量數據Di的每一個數據點減去該組數據的均值yi后，再除以 該組觀測量數據的標準差Oi，得到M組經過歸一化處理的數據Dn1,Dn2,Drv"DnM,i= 1, 2,3…M;
[0012] (6)計算M組經過歸一化處理的數據Dn1, Dn2, Drv"DnM的膨脹因子f\，f2, ff fM ; 具體做法是將每一組經過歸一化處理的數據的概率密度分布Yni和高斯分布Gni?N (0, f2) 畫于同一幅圖中，并讓f的初值為1并以設定步長增長，直到所畫出的高斯分布能夠剛好包 絡住概率密度分布Yni的兩側尾部，此時的f值即為對應的膨脹因子&;
[0013]⑵計算每個仰角區間的門限值Ti = ii 〇i(i=1，2, 3*"M);
[0014] (8)按照各個仰角區間的門限值進行曲線擬合，得到門限值曲線；在實際使用時， 根據衛星仰角在曲線上取對應仰角下的值作為門限值即可。
[0015] 本發明的有益效果是：
[0016](1)本發明提出的門限值確定方法，相比于以往依靠工程經驗或門限值模型的做 法，按照虛警率計算對應的分位數，滿足了局域增強系統對虛警率的要求；
[0017](2)本發明提出的門限值確定方法，相比于以往依靠工程經驗或門限值模型的做 法，使用系統本身采集的統計數據來確定門限值，更符合系統的實際特性。
【專利附圖】
【附圖說明】
[0018] 圖1是本發明進行門限值確定的處理流程圖；
[0019] 圖2是具體實施例中的原始載波加速度數據示意圖；
[0020] 圖3是具體實施例中的進行了歸一化處理后的載波加速度數據示意圖；
[0021] 圖4是具體實施例中進行膨脹因子計算的示意圖；
[0022] 圖5是具體實施例中計算得到的門限值曲線圖。
【具體實施方式】
[0023] 下面結合附圖和實施例對本發明進一步說明，本發明包括但不僅限于下述實施 例。
[0024] 本發明利用高斯分布去包絡住觀測量數據的概率密度分布，并結合虛警率要求計 算出對應的門限值，具體步驟如下：
[0025] (1)計算虛警率對應的分位數
[0026] 局域增強系統要求的虛警率為p，對高斯分布X?N(y，〇2)，取門限值為T= U±a* 〇，其中a為虛警率對應的分位數（a>0)，則X取值超過門限值的概率為P(|X-ii >a*〇) =P(|S| >a) =p，其中S為標準正態分布，S?N(0，1)，則可計算得虛警率對應 的分位數a= (T(p/2)，其中函數Q(S)為標準正態分布S的分位數函數（s>0)，Q(S)代 表S的取值大于s的概率，即Q(S) =P(S>s)，GT1為Q的逆函數。
[0027] (2)衛星仰角區間劃分
[0028] 局域增強系統完好性監測中各種觀測量的大部分統計特性都與衛星的仰角有關。 仰角越低，多徑現象越嚴重，電離層和對流層的傾斜因子越大，導致觀測量誤差也越大。因 此在確定門限值時，有必要對衛星仰角區間進行劃分。衛星仰角在〇到90度之間變化，將L 度的仰角范圍劃分為一個區間，則得到的各個仰角區間為（〇，L]，（L，2L]，（2L，3L]…（90-L， 90]，共有M= 90/L個仰角區間，L一般取5度或10度（通常衛星仰角小于5度的數據并 不使用）。
[0029] (3)觀測量數據分組
[0030] 對采集到的觀測量數據，將屬于同一個仰角區間的分為一組，得到M組觀測量數 據D1,D2,D3 …Dm。
[0031] (4)計算每組數據的均值和標準差
[0032] 對按照衛星仰角區間分組得到的M組觀測量數據D1,D2,D^Dm,計算每組數據的 均值UpU2，Ii 3...IiM和標準差 〇 1，〇 2，〇 3... 〇M。
[0033] (5)歸一化處理
[0034] 對按照衛星仰角區間分組得到的M組觀測量數據進行歸一化處理。即對每一個數 據組DiQ= 1，2,3…M)，將其每一個數據點減去該組數據的均值1^后，再除以該組數據的 標準差〇i，得到M組經過歸一化處理的數據Dn1,Dn2,Drv"DnM。
[0035] (6)計算膨脹因子
[0036] 對M組經過歸一化處理的數據Dn1,Dn2,Drv"DnM，計算其對應的膨脹因子f\，f2， fV"fM。具體做法是：對每一個數據組DniQ= 1，2, 3…M)，將其概率密度分布Yni和高斯 分布Gni?N(0,f2)畫于同一幅圖中，并讓f?的初值為1并以一定步長增長，直到所畫出的 高斯分布能夠剛好包絡住分布Yni的兩側尾部（越到外側概率越小，超出門限值范圍的數 據都落在此區域），此時的f值即為對應的膨脹因子。此時，在兩側尾部，分布Yni的概率 值小于高斯分布Gni?N(0,A2)的概率值。
[0037] (7)計算每個仰角區間的門限值
[0038] 對按照衛星仰角劃分得到的M個仰角區間，每個區間的門限值取為Ti= ii 〇Ji= 1,2,3*"M),其中iii和〇i為步驟⑷中計算出的第i個仰角區間數 據的均值和標準差，a為步驟（1)中計算出的虛警率對應的分位數，&為步驟￠)中計算出 的第i個區間的膨脹因子。經過步驟￠)中膨脹因子的計算，Di的概率密度分布Yi的兩側 尾部能夠被高斯分布Gi?N(yi，（A* 〇J2)包絡住。此時有Di超過其門限值Ti的概率為 PidDi-iiJ=PJlSl>a) =2Q(a) =p，其中S 和Q的含義與步驟（1)中的相同。即有Pi(IDi-ii」>a*fjOi) <p，滿足Di超過其門限 值Ti的概率小于虛警率p的要求。
[0039] (8)門限值曲線擬合
[0040] 經過以上步驟已經得到各個仰角區間的門限值Ti(i= 1，2,3…M)，進行曲線擬合 后得到門限值曲線。在實際使用時，根據衛星仰角在曲線上取對應仰角下的值作為門限值 即可。
[0041] 下面以局域增強系統完好性監測中測量值質量監測的載波加速度監測為例，對本 發明的門限值確定方法的【具體實施方式】進行說明。載波加速度監測屬于局域增強系統完 好性監測中對載波相位測量值的一種監測，它利用原始載波相位測量值計算其在各個歷元 間變化的加速度，然后與門限值比較，若加速度超出門限，則認為載波相位測量值出現了異 常，從而完成監測。利用本發明提出的方法，在某次實際使用中確定載波加速度監測所使用 的門限值的具體步驟如下：
[0042] (1)計算虛警率對應的分位數
[0043] 局域增強系統的虛警率取為？ = 1父10'則其對應的分位數為3 = (^(?/2)= Q-1(IX10_9/2) 6. 1095〇
[0044] (2)衛星仰角區間劃分
[0045]將衛星仰角按照10度一個區間進行劃分，則得到9個仰角區間，分別為（0, 10]、 (10,20]、 （20,30]、 （30,40]、 （40,50]、 （50,60]、 （60,70]、 （70,80]和（80,90]。
[0046] (3)觀測量數據分組
[0047] 將采集得到的載波相位加速度數據按照步驟（2)中的仰角區間進行分組，得到9 組加速度數據AcciQ= 1，2,3…9)，如圖2所示。在圖2中，由于實際采集數據的局域增強 系統地面站的地理位置的限制，衛星仰角小于10度的情況基本上觀測不到，因此在本實施 例中對于仰角從〇到10度的區間不作處理。
[0048] (4)計算每組數據的均值和標準差
[0049]對每組載波加速度數據AcciQ= 2,3*"9)，計算出其對應的均值iiJi= 1，2,3… 9)和標準差〇i(i= 2, 9)，結果如表1所示。
[0050] 表1各仰角區間加速度數據的均值和標準差
[0051]
【權利要求】
1. 一種用于局域增強系統完好性監測的門限值確定方法，其特征在于包括下述步驟： (1)計算局域增強系統要求的虛警率P對應的分位數a = (Γ (p/2)，其中函數Q (S)為 標準正態分布s的分位數函數，s彡0, Q (s)代表S的取值大于s的概率，即Q (s) = P (S > s); ⑵將衛星仰角按照L度作為一區間進行劃分，則得到的各個仰角區間為（0, L]，（L， 2L]，（2L，3L]…（90-L，90]，共有M = 90/L個仰角區間，L取5度或10度； (3) 對采集到的觀測量數據，將屬于同一個仰角區間的分為一組，得到M組觀測量數據 D1, D2, D3 …Dm ; (4) 計算每組觀測量數據的均值μ P μ 2, μ 3…μ M和標準差〇 i，σ 2，σ 3··· σ M ; (5) 對每一組觀測量數據Di的每一個數據點減去該組數據的均值Ui后，再除以該組 觀測量數據的標準差〇 i，得到M組經過歸一化處理的數據Dn1, Dn2, Drv"DnM, i = 1，2, 3··· M ； (6) 計算M組經過歸一化處理的數據DnpDrvDrvDnM的膨脹因子f2, fV"fM ;具體 做法是將每一組經過歸一化處理的數據的概率密度分布Yni和高斯分布Gni?N(0, f2)畫 于同一幅圖中，并讓f的初值為1并以設定步長增長，直到所畫出的高斯分布能夠剛好包絡 住概率密度分布Yn i的兩側尾部，此時的f值即為對應的膨脹因子& ; ⑵計算每個仰角區間的門限值Ti = μ = 1，2,3···Μ); (8)按照各個仰角區間的門限值進行曲線擬合，得到門限值曲線；在實際使用時，根據 衛星仰角在曲線上取對應仰角下的值作為門限值即可。
【文檔編號】G01S19/42GK104318089SQ201410537847
【公開日】2015年1月28日 申請日期:2014年10月13日 優先權日:2014年10月13日
【發明者】熊帥, 呂超, 李斌, 王曉旺, 路陽 申請人:中國電子科技集團公司第二十研究所
專業數控銑床產品供應商
20年生產經驗，實力工廠，精工品質，質量有保障
