WikiDer > Вариант Аллана - Википедия

Часы легче всего проверить, сравнив их с гораздо точнее эталонные часы. В промежутке времени τ, по данным эталонных часов, тестируемые часы продвигаются вперед на τy, куда у - средняя (относительная) тактовая частота за этот интервал. Если мы измеряем два последовательных интервала, как показано, мы можем получить значение (у − у′)²- меньшее значение указывает на более стабильные и точные часы. Если повторить эту процедуру много раз, среднее значение (у − у′)² равно удвоенной дисперсии Аллана (или квадрату отклонения Аллана) для времени наблюдения τ.

В Вариация Аллана (AVAR), также известный как двухвыборочная дисперсия, является мерой частота стабильность в часы, генераторы и усилители, названный в честь Дэвид В. Аллан и математически выражается как ${ Displaystyle sigma _ {у} ^ {2} ( тау)}$. Отклонение Аллана (ADEV), также известный как сигма-тау, - квадратный корень из дисперсии Аллана, ${ Displaystyle sigma _ {у} ( тау)}$.

В M-выборочная дисперсия является мерой стабильности частоты с использованием M образцы, время Т между измерениями и временем наблюдения ${ Displaystyle тау}$. M-выборочная дисперсия выражается как

${ displaystyle sigma _ {y} ^ {2} (M, T, tau).}$

Дисперсия Аллана предназначена для оценки стабильности из-за шумовых процессов, а не из-за систематических ошибок или недостатков, таких как дрейф частоты или температурные эффекты. Дисперсия Аллана и девиация Аллана описывают стабильность частоты. Также раздел Интерпретация стоимости ниже.

Существуют также различные адаптации или изменения дисперсии Аллана, особенно модифицированная дисперсия Аллана MAVAR или MVAR, общая дисперсия, а Дисперсия Адамара. Также существуют варианты с временной стабильностью, такие как отклонение во времени TDEV или отклонение во времени ТВАР. Вариант Аллана и его варианты оказались полезными вне рамок хронометраж и представляют собой набор улучшенных статистических инструментов, которые можно использовать всякий раз, когда шумовые процессы не являются безусловно стабильными, поэтому существует производная.

Генерал M- дисперсия выборки остается важной, поскольку она позволяет мертвое время в измерениях, а функции смещения позволяют преобразовать в значения дисперсии Аллана. Тем не менее, для большинства приложений частный случай 2-выборки или «вариации Аллана» с ${ Displaystyle Т = тау}$ представляет наибольший интерес.

Пример графика отклонения Аллана часов. В очень короткие сроки наблюдения τ, отклонение Аллана велико из-за шума. На более длительный срок τ, он уменьшается из-за усреднения шума. Еще дольше τ, отклонение Аллана снова начинает увеличиваться, предполагая, что тактовая частота постепенно дрейфует из-за изменений температуры, старения компонентов или других подобных факторов. Планки погрешностей увеличиваются с увеличением τ просто потому, что получение большого количества точек данных для больших τ.

Фон

При исследовании устойчивости кварцевые генераторы и атомные часы, оказалось, что у них нет фазовый шум состоящий только из белый шум, но и шум частоты мерцания. Эти формы шума становятся проблемой для традиционных статистических инструментов, таких как стандартное отклонение, так как оценщик не сойдется. Таким образом, шум считается расходящимся. Первые попытки анализа устойчивости включали как теоретический анализ, так и практические измерения.^[1][2]

Важным побочным следствием наличия этих типов шума было то, что, поскольку различные методы измерений не согласовывались друг с другом, ключевой аспект повторяемости измерения не мог быть достигнут. Это ограничивает возможность сравнения источников и составления значимых спецификаций, требуемых от поставщиков. Практически все формы научного и коммерческого использования тогда ограничивались специальными измерениями, которые, как мы надеемся, уловят потребность в этом приложении.

Для решения этих проблем Дэвид Аллан представил M-выборочная дисперсия и (косвенно) двухвыборочная дисперсия.^[3] Хотя двухвыборочная дисперсия не позволяла полностью различить все типы шума, она предоставила средства для значимого разделения многих форм шума для временных рядов измерений фазы или частоты между двумя или более генераторами. Аллан предоставил метод преобразования между любыми M-выборочная дисперсия к любому N-выборочная дисперсия через общую двухвыборочную дисперсию, тем самым делая все M-выборочные дисперсии сопоставимы. Механизм конверсии также доказал, что M-выборочная дисперсия не сходится при больших M, что делает их менее полезными. Позже IEEE определил двухвыборочную дисперсию как предпочтительную меру.^[4]

Первоначальное беспокойство было связано с приборами для измерения времени и частоты, которые имели мертвое время между измерениями. Такая серия измерений не давала непрерывного наблюдения за сигналом и, таким образом, вводила систематическая ошибка в измерение. Оценка этих предубеждений была проведена с большой осторожностью. Введение счетчиков с нулевым мертвым временем устранило необходимость, но инструменты анализа смещения оказались полезными.

Другой ранний аспект беспокойства был связан с тем, как пропускная способность измерительного прибора будет влиять на измерение, так что это необходимо отметить. Позже было обнаружено, что путем алгоритмического изменения наблюдения ${ Displaystyle тау}$, только низкий ${ Displaystyle тау}$ значения будут затронуты, тогда как более высокие значения останутся неизменными. Изменение ${ Displaystyle тау}$ делается, позволяя ему быть целым кратным ${ displaystyle n}$ измерения временная база ${ displaystyle tau _ {0}}$:

${ Displaystyle тау = п тау _ {0}.}$

Физика кварцевые генераторы были проанализированы Д. Б. Лисоном,^[2] и теперь результат обозначен как Уравнение Лисона. Отзывы в осциллятор сделает белый шум и мерцающий шум усилителя обратной связи и кристалла становятся степенные шумы из ${ displaystyle f ^ {- 2}}$ белый частотный шум и ${ displaystyle f ^ {- 3}}$ частота мерцания шума соответственно. Эти формы шума приводят к тому, что стандартная дисперсия Оценщик не сходится при обработке выборок с временной ошибкой. Эта механика осцилляторов обратной связи была неизвестна, когда началась работа над стабильностью осцилляторов, но была представлена ​​Лисоном в то же время, когда набор статистических инструментов был предоставлен им. Дэвид В. Аллан. Для более подробного изложения Эффект Лисонасм. современную литературу по фазовому шуму.^[5]

Интерпретация стоимости

Дисперсия Аллана определяется как половина среднего по времени квадратов разностей между последовательными показаниями отклонение частоты выборка за период выборки. Дисперсия Аллана зависит от периода времени, используемого между выборками, поэтому она является функцией периода выборки, обычно обозначаемой как τ, аналогично измеряемому распределению и отображается в виде графика, а не одного числа. Низкая дисперсия Аллана - характеристика часов с хорошей стабильностью в течение измеряемого периода.

Отклонение Аллана широко используется для графиков (обычно в журнал – журнал формат) и представление чисел. Это предпочтительнее, так как дает относительную стабильность амплитуды, позволяя легко сравнивать с другими источниками ошибок.

Отклонение Аллана 1,3×10⁻⁹ при времени наблюдения 1 с (т. е. τ = 1 с) следует интерпретировать как наличие нестабильности частоты между двумя наблюдениями с интервалом в 1 секунду с относительным среднеквадратичное значение (RMS) значение 1,3×10⁻⁹. Для тактовой частоты 10 МГц это будет эквивалентно движению RMS на 13 МГц. Если необходима фазовая стабильность осциллятора, то отклонение во времени варианты следует консультироваться и использовать.

Можно преобразовать дисперсию Аллана и другие дисперсии во временной области в измерения времени (фазы) и стабильности частоты в частотной области.^[6]

Определения

M-выборочная дисперсия

В ${ displaystyle M}$-выборочная дисперсия определяется^[3] (здесь в модернизированной форме обозначений) как

${ displaystyle sigma _ {y} ^ {2} (M, T, tau) = { frac {1} {M-1}} left { sum _ {i = 0} ^ {M- 1} left [{ frac {x (iT + tau) -x (iT)} { tau}} right] ^ {2} - { frac {1} {M}} left [ sum _ {i = 0} ^ {M-1} { frac {x (iT + tau) -x (iT)} { tau}} right] ^ {2} right },}$

куда ${ Displaystyle х (т)}$ показание часов (в секундах), измеренное во времени ${ displaystyle t}$, или с средняя дробная частота Временные ряды

${ displaystyle sigma _ {y} ^ {2} (M, T, tau) = { frac {1} {M-1}} left { sum _ {i = 0} ^ {M- 1} { bar {y}} _ {i} ^ {2} - { frac {1} {M}} left [ sum _ {i = 0} ^ {M-1} { bar {y }} _ {i} right] ^ {2} right },}$

куда ${ displaystyle M}$ - количество частотных выборок, используемых в дисперсии, ${ displaystyle T}$ это время между каждой выборкой частоты, и ${ Displaystyle тау}$ - длительность каждой оценки частоты.

Важным аспектом является то, что ${ displaystyle M}$-выборочная модель дисперсии может включать мертвое время, позволяя времени ${ displaystyle T}$ отличаться от ${ Displaystyle тау}$.

Вариация Аллана

Дисперсия Аллана определяется как

${ Displaystyle sigma _ {y} ^ {2} ( tau) = langle sigma _ {y} ^ {2} (2, tau, tau) rangle,}$

куда ${ displaystyle langle dots rangle}$ обозначает оператор ожидания. Это удобно выразить как

${ displaystyle sigma _ {y} ^ {2} ( tau) = { frac {1} {2}} langle ({ bar {y}} _ {n + 1} - { bar {y }} _ {n}) ^ {2} rangle = { frac {1} {2 tau ^ {2}}} langle (x_ {n + 2} -2x_ {n + 1} + x_ {n }) ^ {2} rangle,}$

куда ${ Displaystyle тау}$ период наблюдения, ${ displaystyle { bar {y}} _ {n}}$ это пth дробная частота среднее за время наблюдения ${ Displaystyle тау}$.

Образцы отбираются без мертвого времени между ними, что достигается

${ displaystyle T = tau.}$

Отклонение Аллана

Так же, как с стандартное отклонение и отклонение, отклонение Аллана определяется как квадратный корень из дисперсии Аллана:

${ displaystyle sigma _ {y} ( tau) = { sqrt { sigma _ {y} ^ {2} ( tau)}}.}.$

Вспомогательные определения

Модель осциллятора

Предполагается, что анализируемый осциллятор следует базовой модели

${ Displaystyle V (t) = V_ {0} sin ( Phi (t)).}$

Предполагается, что осциллятор имеет номинальную частоту ${ Displaystyle ню _ { текст {п}}}$, указывается в циклах в секунду (единица СИ: герц). Номинальный угловая частота ${ displaystyle omega _ { text {n}}}$ (в радианах в секунду) определяется как

${ displaystyle omega _ { text {n}} = 2 pi nu _ { text {n}}.}$

Общая фаза может быть разделена на идеально циклическую составляющую. ${ displaystyle omega _ { text {n}} t}$вместе с флуктуирующей составляющей ${ Displaystyle phi (т)}$:

${ displaystyle Phi (t) = omega _ { text {n}} t + phi (t) = 2 pi nu _ { text {n}} t + phi (t).}$

Ошибка времени

Функция временной ошибки Икс(т) - разница между ожидаемым номинальным временем и фактическим нормальным временем:

${ displaystyle x (t) = { frac { phi (t)} {2 pi nu _ { text {n}}}} = { frac { Phi (t)} {2 pi nu _ { text {n}}}} - t = T (t) -t.}$

Для измеренных значений ряд временных ошибок TE (т) определяется из функции эталонного времени Т_REF(т) в качестве

${ Displaystyle TE (t) = T (t) -T _ { text {REF}} (t).}$

Частотная функция

Частотная функция ${ Displaystyle ню (т)}$ частота во времени, определяемая как

${ displaystyle nu (t) = { frac {1} {2 pi}} { frac {d Phi (t)} {dt}}.}$

Дробная частота

Дробная частота у(т) - нормализованная разница между частотой ${ Displaystyle ню (т)}$ и номинальная частота ${ Displaystyle ню _ { текст {п}}}$:

${ displaystyle y (t) = { frac { nu (t) - nu _ { text {n}}} { nu _ { text {n}}}} = { frac { nu ( t)} { nu _ { text {n}}}} - 1.}$

Средняя дробная частота

Средняя дробная частота определяется как

${ displaystyle { bar {y}} (t, tau) = { frac {1} { tau}} int limits _ {0} ^ { tau} y (t + t_ {v}) , dt_ {v},}$

где среднее значение берется за время наблюдения τ, то у(т) - погрешность дробной частоты во время т, и τ время наблюдения.

С у(т) - производная от Икс(т), без ограничения общности его можно переписать в виде

${ displaystyle { bar {y}} (t, tau) = { frac {x (t + tau) -x (t)} { tau}}.}$

Оценщики

Это определение основано на статистических ожидаемое значение, интегрируя за бесконечное время. Реальная ситуация не позволяет использовать такие временные ряды, и в этом случае статистический оценщик нужно использовать вместо него. Будет представлен и обсужден ряд различных оценок.

Конвенции

• Количество частотных выборок в дробно-частотном ряду обозначено M.
• Количество отсчетов временной ошибки в серии временных ошибок обозначено N.

Связь между количеством отсчетов с дробной частотой и сериями временных ошибок фиксируется соотношением

${ displaystyle N = M + 1.}$

• За временная ошибка серия образцов, Икс_я обозначает я-й образец функции непрерывного времени Икс(т) как дано

${ displaystyle x_ {i} = x (iT),}$

куда Т это время между измерениями. Для дисперсии Аллана использованное время Т установить на время наблюдения τ.

В временная ошибка серия образцов пусть N обозначают количество отсчетов (Икс₀...Икс_N−1) в сериале. Традиционное соглашение использует индекс от 1 до N.

• За средняя дробно-частотная серия образцов, ${ displaystyle { bar {y}} _ {i}}$ обозначает я-я выборка средней непрерывной дробно-частотной функции у(т) как указано

${ displaystyle { bar {y}} _ {i} = { bar {y}} (Ti, tau),}$

который дает

${ displaystyle { bar {y}} _ {i} = { frac {1} { tau}} int limits _ {0} ^ { tau} y (iT + t_ {v}) , dt_ {v} = { frac {x (iT + tau) -x (iT)} { tau}}.}.$

Для предположения о дисперсии Аллана Т существование τ это становится

${ displaystyle { bar {y}} _ {i} = { frac {x_ {i + 1} -x_ {i}} { tau}}.}$

В средняя дробно-частотная серия образцов позволяет M обозначают количество отсчетов (${ displaystyle { bar {y}} _ {0} ldots { bar {y}} _ {M-1}}$) в сериале. Традиционное соглашение использует индекс от 1 до M.

Как сокращение, средняя дробная частота часто пишется без средней черты над ним. Однако это формально неверно, так как дробная частота и средняя дробная частота это две разные функции. Измерительный прибор, способный производить оценки частоты без мертвого времени, фактически предоставляет временные ряды со средней частотой, которые необходимо только преобразовать в средняя дробная частота и затем может использоваться напрямую.

• Это также соглашение, позволяющее τ обозначают номинальную разницу во времени между соседними фазовыми или частотными отсчетами. Временной ряд, взятый для одной разницы во времени τ₀ может использоваться для генерации дисперсии Аллана для любых τ быть целым числом, кратным τ₀, в таком случае τ = п т₀ используются, и п становится переменной для оценщика.
• Время между измерениями обозначено Т, которое представляет собой сумму времени наблюдения τ и мертвое время.

Фиксированные оценки τ

Первым простым оценщиком было бы прямое преобразование определения в

${ displaystyle sigma _ {y} ^ {2} ( tau, M) = { text {AVAR}} ( tau, M) = { frac {1} {2 (M-1)}} сумма _ {i = 0} ^ {M-2} ({ bar {y}} _ {i + 1} - { bar {y}} _ {i}) ^ {2},}$

или для временного ряда:

${ displaystyle sigma _ {y} ^ {2} ( tau, N) = { text {AVAR}} ( tau, N) = { frac {1} {2 tau ^ {2} (N -2)}} sum _ {i = 0} ^ {N-3} (x_ {i + 2} -2x_ {i + 1} + x_ {i}) ^ {2}.}$

Эти формулы, однако, обеспечивают расчет только для τ = τ₀ дело. Чтобы рассчитать другое значение τ, необходимо предоставить новый временной ряд.

Неперекрывающиеся оценки переменных τ

Взять временной ряд и пропустить прошлое п - 1 выборки, новый (более короткий) временной ряд возникнет с τ₀ как время между соседними выборками, для которого дисперсия Аллана может быть рассчитана с помощью простых оценок. Их можно изменить, чтобы ввести новую переменную п таким образом, что не нужно было бы создавать новые временные ряды, а вместо этого исходный временной ряд можно было бы повторно использовать для различных значений п. Оценщики становятся

${ displaystyle sigma _ {y} ^ {2} (n tau _ {0}, M) = { text {AVAR}} (n tau _ {0}, M) = { frac {1} {2 { frac {M-1} {n}}}} sum _ {i = 0} ^ {{ frac {M-1} {n}} - 1} ({ bar {y}} _ {ni + n} - { bar {y}} _ {ni}) ^ {2}}$

с ${ Displaystyle п Leq M-1}$,

и для временного ряда:

${ displaystyle sigma _ {y} ^ {2} (n tau _ {0}, N) = { text {AVAR}} (n tau _ {0}, N) = { frac {1} {2n ^ {2} tau _ {0} ^ {2} ({ frac {N-1} {n}} - 1)}} sum _ {i = 0} ^ {{ frac {N- 1} {n}} - 2} (x_ {ni + 2n} -2x_ {ni + n} + x_ {ni}) ^ {2}}$

с ${ displaystyle п leq { frac {N-1} {2}}}$.

У этих оценщиков есть существенный недостаток, заключающийся в том, что они отбрасывают значительный объем выборочных данных, поскольку только 1 /п из имеющихся образцов используется.

Перекрывающиеся оценки переменных τ

Техника, представленная Дж. Дж. Снайдером^[7] предоставил улучшенный инструмент, поскольку измерения перекрывались в п перекрывающиеся серии из исходной серии. Перекрывающаяся оценка дисперсии Аллана была введена Хоу, Алланом и Барнсом.^[8] Можно показать, что это эквивалентно усреднению временных или нормированных частотных отсчетов в блоках п образцы до обработки. Результирующий предиктор становится

${ displaystyle sigma _ {y} ^ {2} (n tau _ {0}, M) = { text {AVAR}} (n tau _ {0}, M) = { frac {1} {2n ^ {2} (M-2n + 1)}} sum _ {j = 0} ^ {M-2n} left ( sum _ {i = j} ^ {j + n-1} y_ { i + n} -y_ {i} right) ^ {2} = { frac {1} {2 (M-2n + 1)}} sum _ {j = 0} ^ {M-2n} left ({ bar {y}} _ {j + n} - { bar {y}} _ {j} right) ^ {2},}$

или для временного ряда:

${ displaystyle sigma _ {y} ^ {2} (n tau _ {0}, N) = { text {AVAR}} (n tau _ {0}, N) = { frac {1} {2n ^ {2} tau _ {0} ^ {2} (N-2n)}} sum _ {i = 0} ^ {N-2n-1} (x_ {i + 2n} -2x_ {i + n} + x_ {i}) ^ {2}.}$

Перекрывающиеся оценщики имеют намного лучшие характеристики по сравнению с непересекающимися оценщиками, поскольку п возрастает, а временной ряд умеренной длины. Перекрывающиеся оценки были приняты в качестве предпочтительных оценок дисперсии Аллана в IEEE,^[4] ITU-T^[9] и ETSI^[10] стандарты для сопоставимых измерений, например, необходимых для квалификации электросвязи.

Модифицированная дисперсия Аллана

Чтобы решить проблему неспособности отделить модуляцию фазы белого от модуляции фазы мерцания с использованием традиционных средств оценки дисперсии Аллана, алгоритмическая фильтрация уменьшает полосу пропускания на п. Эта фильтрация обеспечивает модификацию определения и оценок и теперь идентифицируется как отдельный класс дисперсии, называемый модифицированная дисперсия Аллана. Модифицированная мера дисперсии Аллана является мерой стабильности частоты, так же как и дисперсия Аллана.

Оценщики временной устойчивости

Временная стабильность (σ_Икс) статистический показатель, который часто называют временным отклонением (TDEV), может быть рассчитан на основе модифицированного отклонения Аллана (MDEV). TDEV основан на MDEV вместо исходного отклонения Аллана, потому что MDEV может различать фазовую модуляцию белого и мерцания (PM). Ниже приводится оценка временной дисперсии на основе модифицированной дисперсии Аллана:

${ displaystyle sigma _ {x} ^ {2} ( tau) = { frac { tau ^ {2}} {3}} { text {Mod}} sigma _ {y} ^ {2} ( тау),}$

и аналогично для модифицированного отклонения Аллана на отклонение во времени:

${ displaystyle sigma _ {x} ( tau) = { frac { tau} { sqrt {3}}} { text {Mod}} sigma _ {y} ( tau).}$

TDEV нормализован так, чтобы он был равен классическому отклонению для белого PM для постоянной времени τ = τ₀. Чтобы понять масштабный коэффициент нормализации между статистическими показателями, используйте следующее статистическое правило: Для независимых случайных величин Икс и Y, дисперсия (σ_z²) суммы или разницы (z = Икс − у) - квадрат суммы их дисперсий (σ_z² = σ_Икс² + σ_у²). Дисперсия суммы или разницы (у = Икс_2τ − Икс_τ) двух независимых выборок случайной величины вдвое превышает дисперсию случайной величины (σ_у² = 2σ_Икс²). MDEV - это второе отличие независимых фазовых измерений (Икс), которые имеют дисперсию (σ_Икс²). Поскольку расчет представляет собой двойную разность, для которого требуются три независимых измерения фазы (Икс_2τ − 2Икс_τ + Икс), модифицированная дисперсия Аллана (MVAR) в три раза больше дисперсии фазовых измерений.

Другие оценщики

Дальнейшие разработки привели к появлению улучшенных методов оценки для той же меры стабильности, дисперсии / отклонения частоты, но они известны под разными названиями, такими как Дисперсия Адамара, модифицированная дисперсия Адамара, то общая дисперсия, модифицированная общая дисперсия и Тео дисперсия. Они отличаются лучшим использованием статистики для улучшения доверительных границ или способностью справляться с линейным дрейфом частоты.

Доверительные интервалы и эквивалентные степени свободы

Статистические оценщики рассчитают оценочное значение для использованной выборки. Оценки могут отклоняться от истинного значения, и диапазон значений, который с некоторой вероятностью будет содержать истинное значение, называется доверительный интервал. Доверительный интервал зависит от количества наблюдений в выборке, преобладающего типа шума и используемой оценки. Ширина также зависит от статистической достоверности, для которой значения доверительного интервала образуют ограниченный диапазон, таким образом, статистическая уверенность в том, что истинное значение находится в этом диапазоне значений. Для оценок с переменным τ τ₀ несколько п также является переменной.

Доверительный интервал

В доверительный интервал может быть установлено с помощью распределение хи-квадрат используя распределение выборочной дисперсии:^[4][8]

${ displaystyle chi ^ {2} = { frac {{ text {df}} , s ^ ​​{2}} { sigma ^ {2}}},}$

куда s² - выборочная дисперсия нашей оценки, σ² - истинное значение дисперсии, df - степени свободы для оценки, и χ² - степени свободы для определенной вероятности. Для вероятности 90%, охватывающей диапазон от 5% до 95% на кривой вероятности, верхний и нижний пределы могут быть найдены с помощью неравенства

${ displaystyle chi ^ {2} (0,05) leq { frac {{ text {df}} , s ^ ​​{2}} { sigma ^ {2}}} leq chi ^ {2} (0,95),}$

который после перестановки для истинной дисперсии становится

${ Displaystyle { frac {{ text {df}} , s ^ ​​{2}} { chi ^ {2} (0,95)}} leq sigma ^ {2} leq { frac {{ текст {df}} , s ^ ​​{2}} { chi ^ {2} (0.05)}}.}$

Эффективные степени свободы

В степени свободы представляет количество свободных переменных, способных внести свой вклад в оценку. В зависимости от оценщика и типа шума эффективные степени свободы варьируются. Формулы оценки в зависимости от N и п эмпирически установлено:^[8]

Степени свободы по вариации Аллана

Тип шума	степени свободы
модуляция фазы белого (WPM)	${ displaystyle { text {df}} cong { frac {(N + 1) (N-2n)} {2 (N-n)}}}$
фазовая модуляция мерцания (FPM)	${ Displaystyle { текст {df}} cong exp left [ left ( ln { frac {N-1} {2n}} ln { frac {(2n + 1) (N-1) } {4}} right) ^ {- 1/2} right]}$
белая частотная модуляция (WFM)	${ displaystyle { text {df}} cong left [{ frac {3 (N-1)} {2n}} - { frac {2 (N-2)} {N}} right] { frac {4n ^ {2}} {4n ^ {2} +5}}}$
частотная модуляция мерцания (FFM)	${ displaystyle { text {df}} cong { begin {cases} { frac {2 (N-2)} {2.3N-4.9}} & n = 1 { frac {5N ^ {2} } {4n (N + 3n)}} & n geq 2 end {case}}}$
частотная модуляция случайного блуждания (RWFM)	${ displaystyle { text {df}} cong { frac {N-2} {n}} { frac {(N-1) ^ {2} -3n (N-1) + 4n ^ {2} } {(N-3) ^ {2}}}}$

Степенный шум

Вариация Аллана относится к различным степенной шум типы по-разному, что удобно для их идентификации и оценки их силы. Обычно ширина системы измерения (высокая угловая частота) обозначается ж_ЧАС.

Степенной закон дисперсии Аллана

Тип шума по степенному закону	Наклон фазового шума	Наклон частотного шума	Коэффициент мощности	Фазовый шум ${ Displaystyle S_ {x} (е)}$	Вариация Аллана ${ Displaystyle sigma _ {у} ^ {2} ( тау)}$	Отклонение Аллана ${ Displaystyle sigma _ {у} ( тау)}$
модуляция фазы белого (WPM)	${ displaystyle f ^ {0} = 1}$	${ displaystyle f ^ {2}}$	${ displaystyle h_ {2}}$	${ displaystyle { frac {1} {(2 pi) ^ {2}}} ч_ {2}}$	${ displaystyle { frac {3f_ {H}} {4 pi ^ {2} tau ^ {2}}} h_ {2}}$	${ displaystyle { frac { sqrt {3f_ {H}}} {2 pi tau}} { sqrt {h_ {2}}}}$
фазовая модуляция мерцания (FPM)	${ displaystyle f ^ {- 1}}$	${ displaystyle f ^ {1} = f}$	${ displaystyle h_ {1}}$	${ displaystyle { frac {1} {(2 pi) ^ {2} f}} h_ {1}}$	${ displaystyle { frac {3 [ gamma + ln (2 pi f_ {H} tau)] - ln 2} {4 pi ^ {2} tau ^ {2}}} h_ {1 }}$	${ displaystyle { frac { sqrt {3 [ gamma + ln (2 pi f_ {H} tau)] - ln 2}} {2 pi tau}} { sqrt {h_ {1 }}}}$
белая частотная модуляция (WFM)	${ displaystyle f ^ {- 2}}$	${ displaystyle f ^ {0} = 1}$	${ displaystyle h_ {0}}$	${ displaystyle { frac {1} {(2 pi) ^ {2} f ^ {2}}} h_ {0}}$	${ displaystyle { frac {1} {2 tau}} h_ {0}}$	${ displaystyle { frac {1} { sqrt {2 tau}}} { sqrt {h_ {0}}}}$
частотная модуляция мерцания (FFM)	${ displaystyle f ^ {- 3}}$	${ displaystyle f ^ {- 1}}$	${ displaystyle h _ {- 1}}$	${ displaystyle { frac {1} {(2 pi) ^ {2} f ^ {3}}} ч _ {- 1}}$	${ Displaystyle 2 ln (2) ч _ {- 1}}$	${ displaystyle { sqrt {2 ln (2)}} { sqrt {h _ {- 1}}}}$
частотная модуляция случайного блуждания (RWFM)	${ displaystyle f ^ {- 4}}$	${ displaystyle f ^ {- 2}}$	${ displaystyle h _ {- 2}}$	${ displaystyle { frac {1} {(2 pi) ^ {2} f ^ {4}}} ч _ {- 2}}$	${ displaystyle { frac {2 pi ^ {2} tau} {3}} ч _ {- 2}}$	${ displaystyle { frac { pi { sqrt {2 tau}}} { sqrt {3}}} { sqrt {h _ {- 2}}}}$

Как найдено в^[11][12] и в современных формах.^[13][14]

Дисперсия Аллана не может различить WPM и FPM, но способна разрешить другие типы степенного шума. Чтобы различать WPM и FPM, модифицированная дисперсия Аллана нужно нанять.

Приведенные выше формулы предполагают, что

${ displaystyle tau gg { frac {1} {2 pi f_ {H}}},}$

и, таким образом, ширина полосы времени наблюдения намного меньше ширины полосы частот инструментов. Когда это условие не выполняется, все формы шума зависят от полосы пропускания прибора.

отображение α – μ

Подробное отображение фазовой модуляции вида

${ displaystyle S_ {x} (f) = { frac {1} {4 pi ^ {2}}} h _ { alpha} f ^ { alpha -2} = { frac {1} {4 pi ^ {2}}} h _ { alpha} f ^ { beta},}$

куда

${ Displaystyle бета эквив альфа -2,}$

или частотная модуляция формы

${ Displaystyle S_ {y} (е) = час _ { альфа} е ^ { альфа}}$

в вариацию Аллана формы

${ Displaystyle сигма _ {у} ^ {2} ( тау) = К _ { альфа} ч _ { альфа} тау ^ { му}}$

можно значительно упростить, предоставив отображение между α и μ. Отображение между α и K_α Также для удобства представлены:^[4]

Отображение α – μ дисперсии Аллана

α	β	μ	Kα
−2	−4	1	${ displaystyle { frac {2 pi ^ {2}} {3}}}$
−1	−3	0	${ displaystyle 2 ln {2}}$
0	−2	−1	${ displaystyle { frac {1} {2}}}$
1	−1	−2	${ displaystyle { frac {3 [ gamma + ln (2 pi f_ {H} tau)] - ln 2} {4 pi ^ {2}}}}$
2	0	−2	${ displaystyle { frac {3f_ {H}} {4 pi ^ {2}}}}$

Общее преобразование фазового шума

Сигнал со спектральным фазовым шумом ${ displaystyle S _ { phi}}$ с единицами рад²/ Гц можно преобразовать в дисперсию Аллана с помощью^[14]

${ displaystyle sigma _ {y} ^ {2} ( tau) = { frac {2} { nu _ {0} ^ {2}}} int _ {0} ^ {f_ {b}} S _ { phi} (f) { frac { sin ^ {4} ( pi tau f)} {( pi tau) ^ {2}}} , df.}$

Линейный ответ

Хотя дисперсия Аллана предназначена для различения форм шума, она будет зависеть от некоторых, но не от всех линейных откликов на время. Они приведены в таблице:

Линейный отклик вариации Аллана

Линейный эффект	время ответа	частотный отклик	Вариация Аллана	Отклонение Аллана
фазовый сдвиг	${ displaystyle x_ {0}}$	${ displaystyle 0}$	${ displaystyle 0}$	${ displaystyle 0}$
смещение частоты	${ displaystyle y_ {0} t}$	${ displaystyle y_ {0}}$	${ displaystyle 0}$	${ displaystyle 0}$
линейный дрейф	${ displaystyle { frac {Dt ^ {2}} {2}}}$	${ displaystyle Dt}$	${ displaystyle { frac {D ^ {2} tau ^ {2}} {2}}}$	${ displaystyle { frac {D tau} { sqrt {2}}}}$

Таким образом, линейный дрейф будет способствовать выходному результату. При измерении реальной системы может потребоваться оценить линейный дрейф или другой механизм дрейфа и удалить его из временного ряда до расчета дисперсии Аллана.^[13]

Свойства фильтра времени и частоты

При анализе свойств дисперсии Аллана и др. Оказалось полезным рассмотреть свойства фильтра на нормированной частоте. Начиная с определения дисперсии Аллана для

${ displaystyle sigma _ {y} ^ {2} ( tau) = { frac {1} {2}} langle ({ bar {y}} _ {я + 1} - { bar {y }} _ {i}) ^ {2} rangle,}$

куда

${ displaystyle { bar {y}} _ {i} = { frac {1} { tau}} int limits _ {0} ^ { tau} y (i tau + t) , dt .}$

Замена временного ряда ${ displaystyle y_ {i}}$ с вариантом преобразования Фурье ${ Displaystyle S_ {y} (е)}$ дисперсия Аллана может быть выражена в частотной области как

${ displaystyle sigma _ {y} ^ {2} ( tau) = int _ {0} ^ { infty} S_ {y} (f) { frac {2 sin ^ {4} pi тау f} {( pi tau f) ^ {2}}} , df.}$

Таким образом, передаточная функция для дисперсии Аллана равна

${ displaystyle left vert H_ {A} (f) right vert ^ {2} = { frac {2 sin ^ {4} pi tau f} {( pi tau f) ^ { 2}}}.}$

Функции смещения

В M-выборочная дисперсия и определенная особая дисперсия Аллана будут испытывать систематическая ошибка в зависимости от разного количества образцов M и разные отношения между Т и τ. Чтобы устранить эти предубеждения, функции предвзятости B₁ и B₂ был определен^[15] и позволяет конвертировать между разными M и Т значения.

Этих функций смещения недостаточно для обработки смещения, возникающего в результате объединения M образцы в Mτ₀ время наблюдения за MT₀ с мертвым временем, распределенным между M блоки измерения, а не в конце измерения. Это привело к необходимости B₃ предвзятость.^[16]

Функции смещения оцениваются для конкретного значения µ, поэтому отображение α – µ необходимо выполнить для доминирующей формы шума, найденной с использованием идентификация шума. В качестве альтернативы,^[3][15] значение µ доминирующей формы шума может быть выведено из измерений с использованием функций смещения.

B₁ функция смещения

В B₁ функция смещения связывает M-выборочная дисперсия с двухвыборочной дисперсией (дисперсия Аллана) с сохранением времени между измерениями Т и время для каждого измерения τ постоянный. Это определено^[15] в качестве

${ displaystyle B_ {1} (N, r, mu) = { frac { left langle sigma _ {y} ^ {2} (N, T, tau) right rangle} { left langle sigma _ {y} ^ {2} (2, T, tau) right rangle}},}$

куда

${ displaystyle r = { frac {T} { tau}}.}$

Функция смещения становится после анализа

${ displaystyle B_ {1} (N, r, mu) = { frac {1+ sum _ {n = 1} ^ {N-1} { frac {Nn} {N (N-1)} } left [2 (rn) ^ { mu +2} - (rn + 1) ^ { mu +2} - | rn-1 | ^ { mu +2} right]} {1 + { гидроразрыв {1} {2}} left [2r ^ { mu +2} - (r + 1) ^ { mu +2} - | r-1 | ^ { mu +2} right]}} .}$

B₂ функция смещения

В B₂ функция смещения связывает двухвыборочную дисперсию для времени выборки Т с двухвыборочной дисперсией (дисперсия Аллана), сохраняя количество выборок N = 2 и время наблюдения τ постоянный. Это определено^[15] в качестве

${ displaystyle B_ {2} (r, mu) = { frac { left langle sigma _ {y} ^ {2} (2, T, tau) right rangle} { left langle sigma _ {y} ^ {2} (2, tau, tau) right rangle}},}$

куда

${ displaystyle r = { frac {T} { tau}}.}$

Функция смещения становится после анализа

${ displaystyle B_ {2} (r, mu) = { frac {1 + { frac {1} {2}} left [2r ^ { mu +2} - (r + 1) ^ { mu +2} - | r-1 | ^ { mu +2} right]} {2 (1-2 ^ { mu})}}.}$

B₃ функция смещения

В B₃ функция смещения связывает двухвыборочную дисперсию для времени выборки MT₀ и время наблюдения Mτ₀ с двухвыборочной дисперсией (дисперсией Аллана) и определяется^[16] в качестве

${ Displaystyle B_ {3} (N, M, r, mu) = { frac { left langle sigma _ {y} ^ {2} (N, M, T, tau) right rangle } { left langle sigma _ {y} ^ {2} (N, T, tau) right rangle}},}$

куда

${ displaystyle T = MT_ {0},}$

${ Displaystyle тау = М тау _ {0}.}$

В B₃ функция смещения полезна для настройки неперекрывающейся и перекрывающейся переменной τ значения оценки, основанные на измерениях мертвого времени времени наблюдения τ₀ и время между наблюдениями Т₀ к нормальным оценкам мертвого времени.

Функция смещения становится после анализа (для N = 2 случая)

${ displaystyle B_ {3} (2, M, r, mu) = { frac {2M + MF (Mr) - sum _ {n = 1} ^ {M-1} (Mn) left [2F (nr) -F { big (} (M + n) r { big)} + F { big (} (Mn) r { big)} right]} {M ^ { mu +2} [F (r) +2]}},}$

куда

${ Displaystyle F (A) = 2A ^ { mu +2} - (A + 1) ^ { mu +2} - | A-1 | ^ { mu +2}.}$

функция смещения τ

Формально это не сформулировано, но косвенно выводится как следствие отображения α – µ. При сравнении двух показателей дисперсии Аллана для разных τ, предполагая, что один и тот же доминирующий шум в форме одного и того же коэффициента μ, смещение можно определить как

${ displaystyle B _ { tau} ( tau _ {1}, tau _ {2}, mu) = { frac { left langle sigma _ {y} ^ {2} (2, tau _ {2}, tau _ {2}) right rangle} { left langle sigma _ {y} ^ {2} (2, tau _ {1}, tau _ {1}) right rangle}}.}$

Функция смещения становится после анализа

${ displaystyle B _ { tau} ( tau _ {1}, tau _ {2}, mu) = left ({ frac { tau _ {2}} { tau _ {1}}} right) ^ { mu}.}$

Преобразование между значениями

Чтобы преобразовать один набор измерений в другой, B₁, B₂ и функции смещения τ могут быть собраны. Сначала B₁ функция преобразует (N₁, Т₁, τ₁) значение в (2,Т₁, τ₁), откуда B₂ функция преобразуется в (2,τ₁, τ₁) значение, таким образом, дисперсия Аллана на τ₁. Мера дисперсии Аллана может быть преобразована с помощью функции смещения τ из τ₁ к τ₂, откуда тогда (2,Т₂, τ₂) с помощью B₂ а затем, наконец, используя B₁ в (N₂, Т₂, τ₂) дисперсия. Полное преобразование становится

${ displaystyle left langle sigma _ {y} ^ {2} (N_ {2}, T_ {2}, tau _ {2}) right rangle = left ({ frac { tau _ {2}} { tau _ {1}}} right) ^ { mu} left [{ frac {B_ {1} (N_ {2}, r_ {2}, mu) B_ {2} (r_ {2}, mu)} {B_ {1} (N_ {1}, r_ {1}, mu) B_ {2} (r_ {1}, mu)}} right] left langle sigma _ {y} ^ {2} (N_ {1}, T_ {1}, tau _ {1}) right rangle,}$

куда

${ displaystyle r_ {1} = { frac {T_ {1}} {r_ {1}}},}$

${ displaystyle r_ {2} = { frac {T_ {2}} {r_ {2}}}.}$

Аналогично, для объединенных измерений с использованием M разделов, логическое продолжение становится

${ displaystyle left langle sigma _ {y} ^ {2} (N_ {2}, M_ {2}, T_ {2}, tau _ {2}) right rangle = left ({ frac { tau _ {2}} { tau _ {1}}} right) ^ { mu} left [{ frac {B_ {3} (N_ {2}, M_ {2}, r_ { 2}, mu) B_ {1} (N_ {2}, r_ {2}, mu) B_ {2} (r_ {2}, mu)} {B_ {3} (N_ {1}, M_ {1}, r_ {1}, mu) B_ {1} (N_ {1}, r_ {1}, mu) B_ {2} (r_ {1}, mu)}} right] left langle sigma _ {y} ^ {2} (N_ {1}, M_ {1}, T_ {1}, tau _ {1}) right rangle.}$

Проблемы измерения

При выполнении измерений для расчета дисперсии Аллана или отклонения Аллана ряд проблем может привести к ухудшению результатов измерений. Здесь рассматриваются эффекты, характерные для дисперсии Аллана, результаты которых могут быть смещенными.

Пределы полосы пропускания измерения

Ожидается, что измерительная система будет иметь полосу пропускания на уровне или ниже Курс Найквиста, как описано в Теорема Шеннона – Хартли.. Как видно из формул степенного шума, модуляция белого и фликкер-шума зависит от верхней угловой частоты. ${ displaystyle f_ {H}}$ (предполагается, что эти системы имеют только фильтр нижних частот). Учитывая свойство частотного фильтра, ясно видно, что низкочастотный шум оказывает большее влияние на результат. For relatively flat phase-modulation noise types (e.g. WPM and FPM), the filtering has relevance, whereas for noise types with greater slope the upper frequency limit becomes of less importance, assuming that the measurement system bandwidth is wide relative the ${ Displaystyle тау}$ как дано

${displaystyle au gg {frac {1}{2pi f_{H}}}.}$

When this assumption is not met, the effective bandwidth ${displaystyle f_{H}}$ needs to be notated alongside the measurement. The interested should consult NBS TN394.^[11]

If, however, one adjust the bandwidth of the estimator by using integer multiples of the sample time ${displaystyle n au _{0}}$, then the system bandwidth impact can be reduced to insignificant levels. For telecommunication needs, such methods have been required in order to ensure comparability of measurements and allow some freedom for vendors to do different implementations. The ITU-T Rec. G.813^[17] for the TDEV measurement.

It can be recommended that the first ${ displaystyle tau _ {0}}$ multiples be ignored, such that the majority of the detected noise is well within the passband of the measurement systems bandwidth.

Further developments on the Allan variance was performed to let the hardware bandwidth be reduced by software means. This development of a software bandwidth allowed addressing the remaining noise, and the method is now referred to modified Allan variance. This bandwidth reduction technique should not be confused with the enhanced variant of modified Allan variance, which also changes a smoothing filter bandwidth.

Dead time in measurements

Many measurement instruments of time and frequency have the stages of arming time, time-base time, processing time and may then re-trigger the arming. The arming time is from the time the arming is triggered to when the start event occurs on the start channel. The time-base then ensures that minimal amount of time goes prior to accepting an event on the stop channel as the stop event. The number of events and time elapsed between the start event and stop event is recorded and presented during the processing time. When the processing occurs (also known as the dwell time), the instrument is usually unable to do another measurement. After the processing has occurred, an instrument in continuous mode triggers the arm circuit again. The time between the stop event and the following start event becomes мертвое время, during which the signal is not being observed. Such dead time introduces systematic measurement biases, which needs to be compensated for in order to get proper results. For such measurement systems will the time Т denote the time between the adjacent start events (and thus measurements), while ${ Displaystyle тау}$ denote the time-base length, i.e. the nominal length between the start and stop event of any measurement.

Dead-time effects on measurements have such an impact on the produced result that much study of the field have been done in order to quantify its properties properly. The introduction of zero-dead-time counters removed the need for this analysis. A zero-dead-time counter has the property that the stop event of one measurement is also being used as the start event of the following event. Such counters create a series of event and time timestamp pairs, one for each channel spaced by the time-base. Such measurements have also proved useful in order forms of time-series analysis.

Measurements being performed with dead time can be corrected using the bias function B₁, B₂ и B₃. Thus, dead time as such is not prohibiting the access to the Allan variance, but it makes it more problematic. The dead time must be known, such that the time between samples Т can be established.

Measurement length and effective use of samples

Studying the effect on the confidence intervals that the length N of the sample series have, and the effect of the variable τ parameter п the confidence intervals may become very large, since the effective degree of freedom may become small for some combination of N и п for the dominant noise form (for that τ).

The effect may be that the estimated value may be much smaller or much greater than the real value, which may lead to false conclusions of the result.

It is recommended that the confidence interval is plotted along with the data, such that the reader of the plot is able to be aware of the statistical uncertainty of the values.

It is recommended that the length of the sample sequence, i.e. the number of samples N is kept high to ensure that confidence interval is small over the τ range of interest.

It is recommended that the τ range as swept by the τ₀ множитель п is limited in the upper end relative N, such that the read of the plot is not being confused by highly unstable estimator values.

It is recommended that estimators providing better degrees of freedom values be used in replacement of the Allan variance estimators or as complementing them where they outperform the Allan variance estimators. Among those the total variance и Theo variance estimators should be considered.

Dominant noise type

A large number of conversion constants, bias corrections and confidence intervals depends on the dominant noise type. For proper interpretation shall the dominant noise type for the particular τ of interest be identified through noise identification. Failing to identify the dominant noise type will produce biased values. Some of these biases may be of several order of magnitude, so it may be of large significance.

Linear drift

Systematic effects on the signal is only partly cancelled. Phase and frequency offset is cancelled, but linear drift or other high-degree forms of polynomial phase curves will not be cancelled and thus form a measurement limitation. Curve fitting and removal of systematic offset could be employed. Often removal of linear drift can be sufficient. Use of linear-drift estimators such as the Hadamard variance could also be employed. A linear drift removal could be employed using a moment-based estimator.

Measurement instrument estimator bias

Traditional instruments provided only the measurement of single events or event pairs. The introduction of the improved statistical tool of overlapping measurements by J. J. Snyder^[7] allowed much improved resolution in frequency readouts, breaking the traditional digits/time-base balance. While such methods is useful for their intended purpose, using such smoothed measurements for Allan variance calculations would give a false impression of high resolution,^[18][19][20] but for longer τ the effect is gradually removed, and the lower-τ region of the measurement has biased values. This bias is providing lower values than it should, so it is an overoptimistic (assuming that low numbers is what one wishes) bias, reducing the usability of the measurement rather than improving it. Such smart algorithms can usually be disabled or otherwise circumvented by using time-stamp mode, which is much preferred if available.

Practical measurements

Эта секция не цитировать любой источники. Пожалуйста помоги улучшить этот раздел к добавление цитат в надежные источники. Материал, не полученный от источника, может быть оспорен и удаленный. (Январь 2018) (Узнайте, как и когда удалить этот шаблон сообщения)

While several approaches to measurement of Allan variance can be devised, a simple example may illustrate how measurements can be performed.

Измерение

All measurements of Allan variance will in effect be the comparison of two different clocks. Consider a reference clock and a device under test (DUT), and both having a common nominal frequency of 10 MHz. A time-interval counter is being used to measure the time between the rising edge of the reference (channel A) and the rising edge of the device under test.

In order to provide evenly spaced measurements, the reference clock will be divided down to form the measurement rate, triggering the time-interval counter (ARM input). This rate can be 1 Hz (using the 1 PPS output of a reference clock), but other rates like 10 Hz and 100 Hz can also be used. The speed of which the time-interval counter can complete the measurement, output the result and prepare itself for the next arm will limit the trigger frequency.

A computer is then useful to record the series of time differences being observed.

Постобработка

The recorded time-series require post-processing to unwrap the wrapped phase, such that a continuous phase error is being provided. If necessary, logging and measurement mistakes should also be fixed. Drift estimation and drift removal should be performed, the drift mechanism needs to be identified and understood for the sources. Drift limitations in measurements can be severe, so letting the oscillators become stabilized, by long enough time being powered on, is necessary.

The Allan variance can then be calculated using the estimators given, and for practical purposes the overlapping estimator should be used due to its superior use of data over the non-overlapping estimator. Other estimators such as total or Theo variance estimators could also be used if bias corrections is applied such that they provide Allan variance-compatible results.

To form the classical plots, the Allan deviation (square root of Allan variance) is plotted in log–log format against the observation interval τ.

Equipment and software

The time-interval counter is typically an off-the-shelf counter commercially available. Limiting factors involve single-shot resolution, trigger jitter, speed of measurements and stability of reference clock. The computer collection and post-processing can be done using existing commercial or public-domain software. Highly advanced solutions exists, which will provide measurement and computation in one box.

История исследований

The field of frequency stability has been studied for a long time. However, during the 1960s it was found that coherent definitions were lacking. A NASA-IEEE Symposium on Short-Term Stability in November 1964^[21] resulted in the special February 1966 issue of the IEEE Proceedings on Frequency Stability.

The NASA-IEEE Symposium brought together many fields and uses of short- and long-term stability, with papers from many different contributors. The articles and panel discussions concur on the existence of the frequency flicker noise and the wish to achieve a common definition for both short-term and long-term stability.

Important papers, including those of David Allan,^[3] James A. Barnes,^[22] L. S. Cutler and C. L. Searle^[1] and D. B. Leeson,^[2] appeared in the IEEE Proceedings on Frequency Stability and helped shape the field.

David Allan's article analyses the classical M-sample variance of frequency, tackling the issue of dead-time between measurements along with an initial bias function.^[3] Although Allan's initial bias function assumes no dead-time, his formulas do include dead-time calculations. His article analyses the case of M frequency samples (called N in the article) and variance estimators. It provides the now standard α–µ mapping, clearly building on James Barnes' work^[22] in the same issue.

The 2-sample variance case is a special case of the M-sample variance, which produces an average of the frequency derivative. Allan implicitly uses the 2-sample variance as a base case, since for arbitrary chosen M, values may be transferred via the 2-sample variance to the M-sample variance. No preference was clearly stated for the 2-sample variance, even if the tools were provided. However, this article laid the foundation for using the 2-sample variance as a way of comparing other M-sample variances.

James Barnes significantly extended the work on bias functions,^[15] introducing the modern B₁ и B₂ bias functions. Curiously enough, it refers to the M-sample variance as "Allan variance", while referring to Allan's article "Statistics of Atomic Frequency Standards".^[3] With these modern bias functions, full conversion among M-sample variance measures of various M, Т and τ values could be performed, by conversion through the 2-sample variance.

James Barnes and David Allan further extended the bias functions with the B₃ функция^[16] to handle the concatenated samples estimator bias. This was necessary to handle the new use of concatenated sample observations with dead-time in between.

In 1970, the IEEE Technical Committee on Frequency and Time, within the IEEE Group on Instrumentation & Measurements, provided a summary of the field, published as NBS Technical Notice 394.^[11] This paper was first in a line of more educational and practical papers helping fellow engineers grasp the field. This paper recommended the 2-sample variance with Т = τ, referring to it as Вариация Аллана (now without the quotes). The choice of such parametrisation allows good handling of some noise forms and getting comparable measurements; it is essentially the least common denominator with the aid of the bias functions B₁ и B₂.

J. J. Snyder proposed an improved method for frequency or variance estimation, using sample statistics for frequency counters.^[7] To get more effective degrees of freedom out of the available dataset, the trick is to use overlapping observation periods. This provides a √п improvement, and was incorporated in the overlapping Allan variance estimator.^[8] Variable-τ software processing was also incorporated.^[8] This development improved the classical Allan variance estimators, likewise providing a direct inspiration for the work on modified Allan variance.

Howe, Allan and Barnes presented the analysis of confidence intervals, degrees of freedom, and the established estimators.^[8]

Educational and practical resources

The field of time and frequency and its use of Allan variance, Allan deviation and friends is a field involving many aspects, for which both understanding of concepts and practical measurements and post-processing requires care and understanding. Thus, there is a realm of educational material stretching about 40 years available. Since these reflect the developments in the research of their time, they focus on teaching different aspect over time, in which case a survey of available resources may be a suitable way of finding the right resource.

The first meaningful summary is the NBS Technical Note 394 "Characterization of Frequency Stability".^[11] This is the product of the Technical Committee on Frequency and Time of the IEEE Group on Instrumentation & Measurement. It gives the first overview of the field, stating the problems, defining the basic supporting definitions and getting into Allan variance, the bias functions B₁ и B₂, the conversion of time-domain measures. This is useful, as it is among the first references to tabulate the Allan variance for the five basic noise types.

A classical reference is the NBS Monograph 140^[23] from 1974, which in chapter 8 has "Statistics of Time and Frequency Data Analysis".^[24] This is the extended variant of NBS Technical Note 394 and adds essentially in measurement techniques and practical processing of values.

An important addition will be the Properties of signal sources and measurement methods.^[8] It covers the effective use of data, confidence intervals, effective degree of freedom, likewise introducing the overlapping Allan variance estimator. It is a highly recommended reading for those topics.

The IEEE standard 1139 Standard definitions of Physical Quantities for Fundamental Frequency and Time Metrology^[4] is beyond that of a standard a comprehensive reference and educational resource.

A modern book aimed towards telecommunication is Stefano Bregni "Synchronisation of Digital Telecommunication Networks".^[13] This summarises not only the field, but also much of his research in the field up to that point. It aims to include both classical measures and telecommunication-specific measures such as MTIE. It is a handy companion when looking at measurements related to telecommunication standards.

The NIST Special Publication 1065 "Handbook of Frequency Stability Analysis" of W. J. Riley^[14] is a recommended reading for anyone wanting to pursue the field. It is rich of references and also covers a wide range of measures, biases and related functions that a modern analyst should have available. Further it describes the overall processing needed for a modern tool.

Использует

Allan variance is used as a measure of frequency stability in a variety of precision oscillators, such as кварцевые генераторы, атомные часы and frequency-stabilized лазеры over a period of a second or more. Short-term stability (under a second) is typically expressed as фазовый шум. The Allan variance is also used to characterize the bias stability of гироскопы, включая волоконно-оптические гироскопы, hemispherical resonator gyroscopes и МЭМС gyroscopes and accelerometers.^[25][26]

50 лет

In 2016, IEEE-UFFC is going to be publishing a "Special Issue to celebrate the 50th anniversary of the Allan Variance (1966–2016)".^[27] A guest editor for that issue will be David's former colleague at NIST, Judah Levine, who is the most recent recipient of the Премия И. И. Раби.

Смотрите также

Рекомендации

внешняя ссылка

• Учебные ресурсы UFFC по контролю частоты
• Инструмент поиска публикаций NIST
• Обзор дисперсии Аллана Дэвида В. Аллана
• Официальный веб-сайт Дэвида В. Аллана
• Публикации JPL - Анализ и статистика шума
• Публикации Уильяма Райли
• Стабильный32, Программное обеспечение для анализа стабильности частоты, Уильям Райли
• Публикации Стефано Брегни
• Публикации Энрико Рубиолы
• Allanvar: пакет R для определения характеристик ошибок датчика с помощью дисперсии Аллана
• Программное обеспечение Alavar для Windows с инструментами отчетности; Бесплатное ПО
• AllanИнструменты библиотека Python с открытым исходным кодом для вариации Аллана
• MATLAB AVAR приложение MATLAB с открытым исходным кодом