ĐẠI HỌC QUỐC GIA HÀ NỘI
TRƢỜNG ĐẠI HỌC KHOA HỌC TỰ NHIÊN
Nguyê
̃
n Khă
́
c Điê
̀
n
LỌC NHIU CÁC BĂNG ĐI
̣
A CHÂ
́
NBĂ
̀
NG
PHƢƠNG PHA
́
P THÔ
́
NG KÊ
Chuyên ngành: Vật lý Đi
̣
a cầu
Mã số: 60 44 15
LUẬN VĂN THẠC SĨ KHOA HỌC
NGƢƠ
̀
I HƢƠ
́
NG DÂ
̃
N KHOA HỌC: TS Nguyễn Đƣ
́
c Vinh
Hà Nội - 2011
MỤC LỤC
Mở đầu 1
Chƣơng 1. : MỘT SỐ KHÁI NIỆM THỐNG KÊ SỬ DỤNG TRONG XỬ LÝ
SỐ LIỆU ĐỊA VẬT LÝ 3
1.1. Đại lƣợng ngẫu nhiên, hàm ngẫu nhiên 3
1.2. Hàm tự tƣơng quan và tƣơng quan tƣơng hỗ 4
1.3. Cơ sở của phƣơng pháp lọc số liệu địa vật lý dựa trên
lý thuyết sác xuất thống kê 8
Chƣơng 2. MỘT SỐ PHƢƠNG PHÁPLỌC NHIỄU BĂNG ĐỊA CHẤN 12
2.1. Phƣơng pháp tƣơng quan tín hiệu giữa các tuyến 12
2.2. Phƣơng pháp sác xuất ngƣợc 14
2.3. Các bƣớc xử lí theo phƣơng pháp tƣơng quan tín hiệu
giữa các tuyến 15
2.4. Làm trơn hƣớng cộng 17
2.5. Phƣơng pháp giải quyết vấn đề trong luận văn 19
Chƣơng 3. MỘT SỐ THỬ NGHIỆM TRÊN SỐ LIỆU MÔ HÌNH 21
3.1. Mô hình 21
3.2. Thử nghiệm phƣơng pháp tƣơng quan tín hiệu giữa các tuyến 22
3.3. Thử nghiệm phƣơng pháp sác xuất ngƣợc 32
Kết luận
Tài liệu tham khảo
2
MỞ ĐẦU
Thăm do
̀
đi
̣
a chấ n la
̀
mô
̣
t trong nhƣ
̃
ng phƣơng pha
́
p chu
̉
đa
̣
o trong thăm
d địa vật l. Đây la
̀
phƣơng pha
́
p cho đô
̣
tin câ
̣
y cao , rất hiê
̣
u qua
̉
trong viê
̣
c
xc định cấu trc địa chất c dng phân lp . Tuy nhiên, do a
̉
nh hƣơ
̉
ng cu
̉
a
nhiều nguyên nhân kha
́
c nhau, băng đi
̣
a chấn thu đƣơ
̣
c luôn bi
̣
a
̉
nh hƣơ
̉
ng cu
̉
a
cc loi nhiễu . V vậy xử l số liệu là mảng công việc rất quan trọng trong
thực nghiệm ni chung và trong thực nghiệm vật l ni riêng. Số liệu quan
st thông thƣờng không chỉ chứa tín hiệu cần quan tâm mà cn chứa nhiều
thành phần khc ví dụ nhƣ nhiễu ngẫu nhiên. Điều này làm phức tp rất nhiều
khả năng nhận biết tín hiệu cần quan tâm. Chính v vậy, một trong những
khâu quan trọng của xử l số liệu là tch tín hiệu trên phông nhiễu hay cn
gọi là lọc nhiễu.
C rất nhiều phƣơng php, thuật ton để giải quyết vấn đề lọc nhiễu, tuy
nhiên lọc số liệu dựa trên giả thuyết về tính ngẫu nhiên của dữ liệu quan st
tức là dựa trên cc giả thuyết thống kê đƣợc quan tâm nhiều hơn cả. Trong số
rất nhiều cc phƣơng php lọc trên cơ sở thống kê th phƣơng php đƣợc gọi
là tƣơng quan tín hiệu giữa cc tuyến đƣợc coi là kh đơn giản và cho hiệu
quả kh tốt trong trƣờng hợp tín hiệu c ích đƣợc ghi nhận trên nhiều tuyến
quan st ví dụ cc dị thƣờng trọng lực, từ vi cc vật thể hai chiều nằm
ngang Cc băng địa chấn cũng là đối tƣợng thích hợp của phƣơng php
tƣơng quan tín hiệu giữa cc tuyến (mch địa chấn) v cc trục đồng pha
(biểu đ thời khoảng) nằm trên cc mnh ghi.
3
Đƣợc sự động viên của thầy gio hƣng dẫn, chng tôi đã mnh dn tm
hiểu phƣơng php và tiến hành thử nghiêm khả năng cũng nhƣ hiệu quả của
phƣơng php. Do thời gian và trnh độ cn hn chế nên việc tm hiểu một vấn
đề mi là rất kh khăn. Tuy nhiên, kết quả bƣc đầu cho thấy khả năng lọc
nhiễu của phƣơng php là kh tốt, vi cc cố gắng tiếp theo để hoàn chỉnh
phƣơng php c thể đ sẽ là một công cụ mnh trong việc lọc số liệu.
Thực hiện kha luận này, nhiệm vụ chính của sinh viên là tm hiểu về cơ
sở l thuyết của phƣơng php, xây dựng chƣơng trnh, lựa chọn mô hnh để
thử nghiệm thuật ton.
Luâ
̣
n văn đƣợc chia làm 3 chƣơng:
Chương 1: MỘT SỐ KHÁI NIỆM THỐNG KÊ SỬ DỤNG TRONG XỬ LÝ
SỐ LIỆU ĐỊA VẬT LÝ
Chương 2: MỘT SỐ PHƢƠNG PHÁP LỌC NHIỄU BĂNG ĐỊA CHẤN
Chương 3: MỘT SỐ THỬ NGHIỆM TRÊN SỐ LIỆU MÔ HÌNH
4
CHƢƠNG 1.
MỘT SỐ KHÁI NIỆM THỐNG KÊ
SỬ DỤNG TRONG XỬ LÝ SỐ LIỆU ĐỊA VẬT LÝ
1.1. Đại lƣợng ngẫu nhiên, hàm ngẫu nhiên
Đại lượng ngẫu nhiên
Khi niệm này so vi khi niệm biến cố ngẫu nhiên n là biểu hiện biến cố
đƣợc ghi nhận dƣi dng số. Đi lƣợng ngẫu nhiên là đi lƣợng thu đƣợc
trong kết quả thực nghiệm, trong địa vật l đ là gi trị quan st cc trƣờng
địa vật l.
Quá trình ngẫu nhiên
Qu trnh ngẫu nhiên hay hàm ngẫu nhiên (ví dụ k hiệu là F(x) hoặc F(t) )
là hàm mà cc gi trị của n c đƣợc trong qu trnh thực nghiệm. Qu trnh
ngẫu nhiên đƣợc gọi là qu trnh ergodic nếu gi trị trung bnh trong khoảng
quan st đủ ln tƣơng đƣơng gi trị trung bnh trong suốt khoảng quan st.
Ni một cch khc, qu trnh ngẫu nhiên đƣợc gọi là ergodic nếu cc đặc
trƣng thống kê của n c thể suy ra đƣợc từ một chuỗi cc mẫu đủ dài của n.
Qu trnh ngẫu nhiên dừng là qu trnh ngẫu nhiên mà cc đặc trƣng của n
không thay đổi theo thời gian [1]. L thuyết thống kê pht triển cc tính ton
trên cơ sở giả thiết dữ liệu c tính dừng và tính ergodic. Hàm ngẫu nhiên c
thể liên tục hoặc rời rc, vi việc sử dụng my tính cc đi lƣợng liên tục
đƣợc chuyển sang rời rc. Hiểu một cch đơn giản, hàm ngẫu nhiên là tập
hợp của cc gi trị ngẫu nhiên. Hàm ngẫu nhiên trong địa vật l là cc quan
st trƣờng địa vật l hoặc theo thời gian hoặc theo khoảng cch, độ sâu
Phương sai, độ lệch chuẩn
Phƣơng sai thƣờng đƣợc k hiệu là s
2
đƣợc định nghĩa bởi công thức [4 ]:
5
s
2
= (x
i
-
x
)
2
/n (1.1)
ở đây:
x
= ( x
i
)/n (1.2)
Độ lệch chuẩn thƣờng đƣợc k hiệu là s, đƣợc định nghĩa là căn bậc hai của
phƣơng sai
s =
2
i
(x ) /xn
(1.3)
Mô hình số liệu địa vật lý
Trong địa vật l, việc quan st ghi nhận gi trị một trƣờng địa vật l ti
điểm (hay thời điểm) x sẽ thu đƣợc một tổng bao gồm dị thƣờng a(x) hay
a(x) và phần làm cho dị thƣờng kia bị méo đi gọi là nhiễu n(x) hay n(x).
về mặt ton học, số liệu đo c thể viết:
(1.4)
Cũng cần phải ch rằng khi niệm dị thƣờng (hay tín hiệu) trong quan st
cc trƣờng địa vật l chỉ là tƣơng đối. Trong từng trƣờng hợp cụ thể quan
niệm này thay đổi. Cc chuyên gia [4] coi phần trƣờng chênh lệch so vi
phần trƣờng bnh thƣờng th là dị thƣờng. Trƣờng bnh thƣờng phải hiểu
trong hai trƣờng hợp khc nhau: Trƣờng nhân to và trƣờng tự nhiên. Loi
nhân to, ví dụ nhƣ trong thăm d điện, trƣờng bnh thƣờng là trƣờng gây ra
bởi nguồn pht xc định trong môi trƣờng đồng nhất. Vi loi trƣờng nguồn
gốc tự nhiên thông thƣờng đƣợc tính bằng cc biểu thức giải tích. Nhn
chung, phần trƣờng c ích, cần pht hiện, nghiên cứu đƣợc coi là dị thƣờng
(tín hiệu), phần cn li làm méo m phần kia gọi là nhiễu. Ví dụ trong thăm
d từ, trọng lực c lc ta quan tâm phần khu vực, c lc ta khai thc phần địa
phƣơng.
1.2. Hàm tự tƣơng quan và tƣơng quan tƣơng hỗ
6
Hàm tự tương quan
Hàm tự tƣơng quan thƣờng đƣợc k hiệu là R và đƣợc định nghĩa nhƣ sau:
(1.5)
ở đây : (1.6)
Vi mô hnh số liệu địa vật l nhƣ (1.4) hàm R cho cc bƣc xê dịch m sẽ là:
(1.7)
Cc nghiên cứu cho thấy, trong biểu thức này, hai tổng cuối cùng sẽ bằng
không do nhiễu và tín hiễu không tƣơng quan.
7
Hnh 1.1. Ví dụ hàm f
i
và hàm tự tƣơng quan R(m) tƣơng ứng.
Trong ví dụ trên, f
i
là gi trị trƣờng địa vật l ti điểm đo thứ i (trên tuyến,
trên mch địa chấn ), i=1 n, n- số điểm đo trên tuyến (kênh), m- bƣc xê
dịch, m=0, , 2, 3, M (M<<n). Hàm R(m) là hàm chẵn R(m)=R(-
m), v thế khi tính chỉ cần tính vi m 0. Giả sử
f
=0, ta có hàm R(m) cho
cc trƣờng hợp m=0, 1, 2 tƣơng ứng nhƣ sau:
(1.8)
Thông thƣờng, ngƣời ta sử dụng hàm tự tƣơng quan chuẩn ha R
H
(m) theo
công thức sau:
(1.9)
Hàm tự tƣơng quan để đnh gi khoảng hay bn kính tƣơng quan r.x của dữ
liệu, nghĩa là đnh gi khoảng cch mà từ đ gi trị f
i
và cc gi trị f
i+m
không
cn tƣơng quan vi nhau. Khoảng r này c thể đnh gi theo một gi trị đủ
nhỏ, ví dụ =(0.1 0.3) R(0), nghĩa là r là khoảng cch mà mọi m >r gi trị
hàm tƣơng quan R(m) < . Trên hnh 1.1, trong trƣờng hợp a số liệu là
không tƣơng quan v vi m>0 cc gi trị hàm tƣơng quan R(m) rất bé, nhƣ
vậy qu trnh ngẫu nhiên này là không c liên kết, c thể khẳng định đ là
nhiễu. Trong thực tế xử l số liệu địa vật l vi r 1 qu trnh ngẫu nhiên coi
nhƣ không liên kết và đ là nhiễu.
Hàm tương quan tương hỗ
8
Hàm tƣơng quan tƣơng hỗ đƣợc đƣa vào để đnh gi tính tƣơng quan giữa
hai qu trnh ngẫu nhiên, ví dụ giữa số liệu quan st đƣợc trên hai tuyến, hai
lỗ khoan, hai kênh ghi địa chấn K hiệu hai mảng số liệu đ là f
1i
và f
2i
và
hàm tƣơng quan tƣơng hỗ là B(m) ta c công thức tính sau:
(1.10)
Giả thiết
1i
f
=
2i
f
=0 ta c công thức đơn giản hơn:
(1.11)
Ví dụ, trong trƣờng hợp m=0 ta c:
(1.12)
Trong trƣờng hợp m= 1 và -1 sẽ c:
(1.13)
Vi mô hnh số liệu địa vật l nhƣ (1.4) ta c hàm tƣơng quan tƣơng hỗ
(1.11) nhƣ sau [4]:
(1.14)
Ta thấy rằng, trừ tổng đầu tiên, cc tổng khc bằng không, tất nhiên, đây là
trƣờng hợp tín hiệu và nhiễu giữa hai tập số liệu là độc lập và không tƣơng
quan. Nhƣ vậy, hàm tƣơng quan tƣơng hỗ cho phép đnh gi mối liên kết
giữa tín hiệu nằm ở hai tập số liệu (hai tuyến hoặc hai kênh).
9
Hnh 1.2. Ví dụ số liệu và cc hàm B(m) tƣơng ứng
Hnh 1.2 là một số mảng số liệu quan st trƣờng địa vật l trên một số khu
vực khc nhau (a,b,c) [4]. Theo dõi ví dụ trên hnh 1.2 ta thấy hàm tƣơng
quan tƣơng hỗ đnh gi rất tốt đƣờng phƣơng của dị thƣờng, trƣờng hợp c
một dị thƣờng và hƣng không đổi hàm B(m) c một cực đi ( hnh 1.2 a).
Trƣờng hợp dị thƣờng đổi phƣơng hoặc nhiều dị thƣờng c phƣơng khc
nhau hàm B(m) c nhiều cực đi (hnh 1.2 b). Trên hnh 1.2c ta cn thấy khả
năng đnh gi sự xe dịch đƣờng phƣơng của di thƣờng (c thể do đứt gãy).
Ta thấy hàm tƣơng quan tƣơng hỗ giữa hai tuyến giữa (hnh 1.2c) c cực đi
lệch hẳn về phía bên phải trục m.
1.3. Cơ sở của phƣơng pháp lọc số liệu địa vật lý dựa trên lý thuyết sác
xuất thống kê
10
Nghiệm thống kê [4] gắn vi khi niệm giả thuyết thống kê, c hai giả
thuyết thống kê dùng trong bài ton pht hiện tín hiệu:
- Giả thuyết về sự c mặt tín hiệu, nghĩa là khi trƣờng quan sát f
i
= s
i
+ n
i
Giả thuyết này k hiệu là H
1
.
- Giả thuyết về sự vắng mặt tín hiệu, nghĩa là khi trƣờng quan st f
i
= n
i
Giả thuyết này k hiệu là H
0
.
Sở dĩ c điều này v cc nhà nghiên cứu chia không gian khảo st thành hai
phần gọi là S
1
và S
2
. Phần không gian S
1
bao gồm tập hợp cc điểm c mặt
dị thƣờng, phần này tƣơng ứng H
1
. Tƣơng tự, S
2
bao gồm cc điểm không
chƣa dị thƣờng và tƣơng ứng H
0
.
Giả sử sc xuất tiên nghiệm (trƣc khi thu thập số liệu) c tín hiệu và
không c tín hiệu lần lƣợt là P
1
, P
2
. Trong trƣờng hợp nhƣ vậy th sc xuất
hậu nghiệm tồn ti tín hiệu (sau khi thu thập số liệu) tính theo công thức
[4]:
P(F/H
1
)= P
1
. P(F/H
1
)/ (P
0
.(F/H
0
) + P
1
.(F/H
1
)) (1.15)
Thực tế, trƣc khi đo đc, sc xuất tiên nghiệm c và không c tín hiệu (dị
thƣờng) coi nhƣ ngang nhau, v thế (1.15) c thể viết gọn hơn:
P(F/H
1
)= P(F/H
1
)/ ((F/H
0
) + (F/H
1
)) (1.16)
Từ cc số liệu quan st c thể đnh gi mật độ phân bố của chng (ví dụ
biểu đồ tần suất) cho từng giả thuyết và k hiệu tƣơng ứng là P(F/H
0
),
P(F/H
1
). Ở đây, F=f
1
, f
2
, f
m
. Cc phân bố mật độ một cch tƣơng đối nhƣ
vậy đƣợc gọi là hàm hợp l. Tỉ số giữa P(F/H
1
) và P(F/H
0
) gọi là hệ số
hợp l:
= P(F/H
1
) / P(F/H
0
) (1.17)
11
Trên cơ sở (1.17), biểu thức (1.16 ) sẽ là [4]:
P(F/H
1
)= / ( +1) (1.18)
Theo định nghĩa sc xuất, vi m quan st và giả thiết nhiễu không liên kết
và c phân bố chuẩn n(0,
2
) ta có [4]:
P(F/H
0
) = P(f
1
/H
0
). P(f
2
/H
0
) P(f
m
/H
0
) =
(1.19)
P(F/H
1
) = P(f
1
/H
1
). P(f
2
/H
2
) P(f
m
/H
2
) =
(1.20)
Và hệ số hợp l sẽ đƣợc tính theo công thức:
(1.21)
Ở đây ta cần ch rằng, khi P(F/H
1
) >0.5 giả thuyết về sự c mặt của tín
hiệu đƣợc chấp nhận (nghĩa là >1 ).
12
Kết luận chƣơng 1:
L thuyết thống kê là hệ thống công cụ mnh, đƣợc p dụng rất hiệu quả
trong nhiều lĩnh vực, ví dụ trong xử l phân tích số liệu kinh tế, tài chính.
Trong lĩnh vực xử l s liệu địa chất - địa vật l, cùng vi sự pht triển của
hệ thống tính ton, hệ thống công cụ này hiện nay cũng đƣợc sử dụng nhiều
và cũng cho cc kết quả khả quan [4]. Điểm chính trong việc p dụng l
thuyết này là quan niệm về mô hnh ton của số liệu quan st, nghĩa của
cc hàm tƣơng quan và cơ sở chấp nhận nghiệm thống kê.
13
CHƢƠNG 2.
MỘT SỐ PHƢƠNG PHÁP
LỌC NHIỄU BĂNG ĐỊA CHẤN
2.1. Phƣơng pháp tƣơng quan tín hiệu giữa các tuyến
Trong công tc địa vật l thăm d ngƣời ta thƣờng tiến hành khảo st theo
từng đƣờng trên diện tích khu vực cần khảo st. Cc đƣờng đ trong chuyên
môn gọi là cc tuyến. Cc tuyến này thƣờng song song hoặc gần song song
vi nhau. Bằng cc thông tin tiên nghiệm về vùng khảo st ngƣời ta thƣờng
bố trí sao cho cc tuyến cắt qua đối tƣợng địa chất cần khảo st. C một số
tuyến c thể vuông gc hoặc gần vuông gc vi cc tuyến song song kia làm
nhiệm vụ kiểm tra hoặc liên kết. Trong trƣờng hợp địa hnh phức tp, khi
không hnh thành đƣợc mng lƣi tuyến rõ ràng ta vẫn c thể nội suy để đƣa
về mng lƣi ô vuông hoặc chữ nhật. Vi cc băng địa chấn th coi nhƣ mỗi
mch (kênh ghi) là một tuyến. Về mặt thống kê, thông tin từ đối tƣợng địa
chất cần khảo st c mặt trên nhiều tuyến theo một đƣờng cong hoặc thẳng
đ là một thuận lợi ln v nhiễu ngẫu nhiên không hề xuất hiện nhƣ vậy.
Phƣơng php tƣơng quan tín hiệu giữa cc tuyến chính là tận dụng thuận lợi
vừa ni trên, ngƣời ta cộng đồng pha tín hiệu c ích để n đƣợc tăng lên
trong khi nhiễu ngẫu nhiên không đƣợc cộng đồng pha sẽ bị giảm đi.
Nếu đƣa chỉ số j để xc nhận sự xê dịch của tín hiệu dọc theo tuyến quan
st và chỉ số p để xc nhận sự xê dịch giữa tuyến nọ và tuyến kia th công
thức (1.18) trong trƣờng hợp bài ton hai chiều c thể nhận dng sau:
11
2
()
,
22
2
s s f
pj ki ki p k j i
k i k i
(2.1)
14
Trong biểu thức trên, thành phần đầu tiên là tỉ số năng lƣợng tín hiệu trên
nhiễu trong cửa sổ Nm điểm tham gia cộng. Thành phần thứ hai chính là tích
chập giữa số liệu quan st và tín hiệu c ích cần tch. Tuy nhiên, giả sử
chúng ta chƣa biết hnh dng tín hiệu ra sao. Bây giờ, ta thử tch thành phần
thứ hai này và gọi n là :
k
ijkp
i
kipj
fs
,
2
1
(2.2)
Nhƣ trên đã ni, thành phần s thực sự là chƣa biết thành ra việc cần phải
quan tâm chỉ cn là tổng cc dữ liệu quan st, tức là tổng thứ hai của (2.2):
k
ijkppj
f
,
*
(2.3)
Theo (2.3) ta gii hn việc lấy tổng trên theo N tuyến, kết quả phép
cộng đƣợc gn cho tuyến trung tâm. Tổng (1.9) chính là thể hiện của tên của
phƣơng php đ là tổng dữ liệu quan st trên nhiều tuyến. Về mặt l thuyết
thống kê, tổng này làm nhiễu tăng
N
lần cn tín hiệu tăng N lần và thành ra
tỉ số tín hiệu trên nhiễu sẽ đƣợc tăng
N
lần. Tất nhiên, điều đ chỉ đt đƣợc
khi tổng đƣợc thực hiện theo hƣng tƣơng quan nghĩa là theo đng đƣờng
phƣơng của tín hiệu.
Để đnh gi đƣờng phƣơng của tín hiệu (hƣng cộng) th ta c thể tính
hàm tƣơng quan tƣơng hỗ giữa cc tuyến kề nhau. Độ xê dịch này sẽ đƣợc
xc định theo hoành độ gi trị cực đi dƣơng của hàm tƣơng quan tƣơng hỗ.
Cực trị này cho ta biết sự tƣơng quan cực đi của tín hiệu theo hƣng ta tính.
15
Vi tín hiệu c hnh dng thay đổi đng kể trong khuôn khổ diện tích
quan st th việc tính tổng (2.3) nên tiến hành vi gi trị N không qu (3, 5,
7)[ 4 ] vi bƣc nhảy là một tuyến. Cch làm này cho phép ta nghiên cứu kỹ
cc đặc điểm thay đổi của tín hiệu về dng theo diện.
Trƣờng hợp tín hiệu c cc hƣng khc nhau th hàm tƣơng quan tƣơng
hỗ c cc gi trị cực đi ở nhiều bƣc xê dịch khc nhau, khi đ việc cộng sẽ
phải tiến hành theo từng hƣng một và chng ta c thể phân chia tín hiệu
theo cc hƣng khc nhau.
Việc tính tổng (2.3) là đơn giản nhƣng qui trnh thực hiện thuật ton
phƣơng php tƣơng quan tín hiệu giữa cc tuyến li kh phức tp. Trong
khuôn khổ luận văn này, công sức chủ yếu đƣợc tập trung vào cc công việc
đ, điều này đƣợc trnh bày trong cc mục 2.3, 2.4, 2.5 dƣi đây.
2.2. Phƣơng pháp sác xuất ngƣợc
Trong thực tế, ở mức độ nào đ chng ta c thể c đƣợc thông tin về tín
hiệu cần nhận biết. Ví dụ, c thể dựa vào thực nghiệm ở gần khu vực quan st
hoặc dựa vào hnh dng xung thu đƣợc trên băng địa chấn. Nhƣ vậy, giả sử ta
biết hnh dng, biên độ tƣơng đối và chiều dài tín hiệu, điều chƣa biết là vị trí
của n. Trong trƣờng hợp này ta c thể tính hệ số hợp l và sau đ tính
đƣợc sc xuất c mặt dị thƣờng. Để tính ta sử dụng công thức (1.21), cn
sc xuất P(F/H
1
) ta tính theo công thức (1.18). Xem xét công thức (1.21) để
tính ta thấy thành phần thứ nhất là ½ tỉ số năng lƣợng tín hiệu/nhiễu và n
không thay đổi vi mọi vị trí j trên tuyến quan st. Thành phần thứ hai của
biểu thức tính chính là bộ lọc theo tiêu chuẩn cực đi tín hiệu/nhiễu, hàm
trọng số ở đây chính là s
i
/σ
2
. NHƣ vậy, vi thuật ton này, sau khi xc định
P
j
(F/H
1
) cho cc điểm j trên tuyến, giả thuyết H
1
đƣợc chấp nhận trong cc
trƣờng hợp P
j
(F/H
1
)>0.5.
16
Dng và chiều dài tín hiệu c thể chọn căn cứ vào quan niệm l thuyết về tín
hiệu (dị thƣờng), ví dụ trong thăm d từ, trọng lực ta c thể giải bài ton
thuận cho vật thể dự đon. Nếu việc ấy kh khả thi chng ta c thể lấy tín
hiệu trực tiếp trên số liệu quan st, cũng c thể lấy từ điều kiện tƣơng tự ở
khu vực bên cnh.
Trong thăm d địa vật l, phƣơng php xc định P(F/H
1
) nhằm pht hiện
tín hiệu c ích trên phông nhiễu đƣợc gọi là phƣơng php sc xuất ngƣợc.
Việc tính biểu thức (1.21) c vẻ phức tp hơn (2.3), tuy nhiên v không phải
tính thêm hàm tƣơng quan tƣơng hỗ và xc định hƣng cộng đã làm cho công
việc trở thành kh đơn giản. Một số kết quả thử nghiệm sẽ đƣợc trnh bày
trong chƣơng 3.
2.3. Các bƣớc xử lí theo phƣơng pháp tƣơng quan tín hiệu giữa các
tuyến.
Nhƣ trên đã trnh bày, việc xử lí tài liệu theo phƣơng php tƣơng quan tín
hiệu giữa cc tuyến là kh phức tp, cần phải qua cc bƣc sau:
a. Loi trừ phông khu vực
b. Tính hàm tƣơng quan tƣơng hỗ chuẩn ho
ch
B
(
l
) cho số liệu cc đôi
tuyến lân cận. Gi trị
l
cực đi để tính hàm tƣơng quan tƣơng hỗ cần phải
đp ứng độ xê dịch cực đi c thể của tín hiệu từ tuyến nọ sang tuyến kia v
trong địa vật l thăm d thƣờng sử dụng lƣi ô vuông hoặc chữ nhật, nên gi
trị
l
thƣờng lấy trong khoảng -15 <
l
< 15.
c. Để đnh gi độ xê dịch
e
l
theo cực trị của hàm tƣơng quan tƣơng hỗ và
đnh gi phƣơng sai ta dùng công thức:
2
e
l
=
2
()
()2
e
ch
e
ch
l
l
B
nB
(2.4)
17
Trong đ: n - là tổng số điểm theo tuyến
m - là chiều dài tín hiệu (tính theo số điểm đo )
Trong trƣờng hợp cực trị hnh răng cƣa (cực trị răng cƣa xảy ra đối vi
hàm tƣơng quan tƣơng hỗ khi cc tín hiệu c ích chồng chất và gần nhau về
đƣờng phƣơng), khi đ đnh gi gi trị
e
l
là kh khăn, v vậy ta phải tính hàm
tƣơng quan tƣơ ng hỗ cho cc số liệu cch một, hai tuyến .
Cực trị hnh răng cƣa của n về sự giao thoa của cc tín hiệu gần đƣờng
phƣơng vi nhau. V thế việc tính hàm tƣơng quan tƣơng hỗ c thể sẽ phải
tiến hành vi bƣc xê dịch hợp l để tch từng tín hiệu [ 4].
d. Chọn hƣng cộng và đy cộng
Nhƣ trên đã đề cập, hƣng cộng ta sẽ lấy theo kết quả tính hàm tƣơng
quan tƣơng hỗ. Việc tính hàm tƣơng quan tƣơng hỗ chuẩn ho cho phép
đnh gi gần đng tỷ số tín hiệu trên nhiễu theo công thức:
2
2
s
=
()
()1
e
ch
e
ch
l
l
B
B
(2.5)
Theo các chuyên gia [4 ], khi
2
2
s
> 1 và
ch
B
(
e
l
) > 0.5 th ta chọn N =
3, trong trƣờng hợp tín hiệu hẹp ta lấy N = 5.
Khi
ch
B
(
e
l
) = 0.3 0.4 , N = 5 7 , số tuyến ln hơn 9 th bản thân tín
hiệu đã c thể bị bp méo.
e. Tm tổng dng (2.3) theo từng hƣng cộng
Thí dụ :
e
l
= 2
x
hƣng cộng đƣợc lấy bằng 2 và đy cộng là N = 3.
Tổng thu đƣợc sẽ gn cho tuyến giữa (trong trƣờng hợp này ta cần ch rằng
sẽ c một phần thông tin bị mất, c thể là ở đầu tuyến hoặc cuối tuyến). Để
đƣa tỷ lệ cộng về tỷ lệ ban đầu cần phải chia kết quả cho N .
18
2.4. Làm trơn hƣớng cộng
Việc làm trơn hàm tƣơng quan tƣơng hỗ trƣc khi xc định hƣng cộng
chắc chắn sẽ không đảm bảo hết cc yếu tố ngẫu nhiên ảnh hƣởng đến
hƣng cộng thu đƣợc. Trong khi đ việc quan st Địa Vật l theo nhiều
tuyến và sự thay đổi không phức tp hƣng chuyển dịch của tín hiệu từ tuyến
nọ đến tuyến kia mở cho chng ta một khả năng nâng cao hiệu quả công tc
xử l, đ là việc làm trơn hƣng cộng trƣc khi thực hiện việc cộng tín hiệu.
Trƣc hết chng ta xem xét mối quan hệ giữa sự dịch chuyển của tín hiệu
vi sự thay đổi hƣng cộng từ tuyến nọ sang tuyến kia. Trong thực tế thăm
d Địa Vật l, việc quan st thƣờng tiến hành theo mng lƣi chữ nhật
khoảng cch giữa cc tuyến không đổi và bằng
y
khoảng cch giữa cc
điểm đo theo tuyến cũng không đổi và bằng
x
.
Thuật ngữ "hƣng cộng" c liên quan đến việc xử l tài liệu thăm d địa
chấn phƣơng php thu chỉnh hƣng. Giả sử rằng: Ta thu đƣợc N mch địa
chấn. Để xử l chng theo phƣơng php này, ta tiến hành cộng tín hiệu theo
cc hƣng AA, BB, CC, khc nhau. Mặt khc, ta quy ƣc gọi hƣng cắt
ngang vông góc cc mch địa chấn (AA) là hƣng 0, cn hƣng khc là 1, 2,
hay -1, -2, , cc hƣng này phụ thuộc vào vị trí tƣơng đối của n so vi
hƣng AA .
Thí dụ: Hƣng BB là 1, CC là -1, v.v
Nếu tỷ lệ hai trục nhƣ nhau (x = y) th hƣng cộng sẽ đƣợc xc định
bằng tg
,
là gc hợp bởi hƣng 0 và hƣng cần xc định.
Thí dụ vi hƣng BB th :
19
BB
= tg
BB
=
x
y
Trong phƣơng php thu chỉnh hƣng, việc cộng đƣợc tiến hành theo cc
đƣờng thẳng nghĩa là hƣng cộng không đổi. Cn trong phƣơng php tƣơng
quan tín hiệu giữa cc tuyến th sự dịch chuyển của tín hiệu từ tuyến nọ đến
tuyến kia c thể thay đổi nên hƣng cộng cũng phải thay đổi theo. Để xc
định mối tƣơng quan giữa hai sự thay đổi này, chng ta hãy mở rộng ra cho
trƣờng hợp liên tục nhƣ sau:
Trong mặt phẳng to độ (
xOy
), ta đặt cc tuyến quan st song song vi
trục X. Nhƣ vậy, sự dịch chuyển của tín hiệu từ tuyến nọ đến tuyến kia c thể
viết bằng hàm: X = f(y)
Hnh 2.1. Làm trơn hƣng cộng
a-trƣc khi làm trơn
b- sau khi làm trơn
Từ kết luận này mở ra cho ta một hƣng nâng cao hiệu quả phƣơng php
tƣơng quan tín hiệu giữa cc tuyến. Chng ta c thể thực hiện cc biện php
nhƣ sau:
20
a - Làm trơn cc hàm tƣơng quan tƣơng hỗ theo phƣơng php cửa sổ
trƣợt trƣc khi xc định hƣng cộng .
b - Làm trơn hƣng cộng theo phƣơng php bnh phƣơng tối thiểu trƣc
khi tiến hành cộng tín hiệu.
Trong chƣơng sau chng tôi sẽ trnh bày cc thử nghiệm nhƣ đã trnh bày
trên đây.
2.5. Phƣơng pháp giải quyết vấn đề trong luận văn
Trọng tâm của luận văn này nhằm thử nghiệm hiệu quả của phƣơng php
tƣơng quan tín hiệu giữa cc tuyến.
Phƣơng php sử dụng để khảo st là phƣơng php mô hnh ho số , những
bƣc cơ bản của phƣơng php đƣợc thực hiện theo thứ tự nhƣ sau :
a. Lựa chọn phông nhiễu ngẫu nhiên
Nhiễu chọn đƣợc tính ton sao cho n c phân phối chuẩn, gi trị trung
bnh bằng 0 và phƣơng sai bằng 1.
b. Lựa chọn tín hiệu
c. Cấy tín hiệu c ích lên phông nhiễu
d. Tính hàm tƣơng quan tƣơng hỗ
e. Xc định hƣng cộng
g. Cộng cc số liệu theo hƣng tm đƣợc và đnh gi hiệu quả
Trong kha luận này chng tôi sẽ giải bài ton thuận địa chấn phản x, to
ra băng địa chấn “l tƣởng” rồi làm nhiễu băng địa chấn đ bằng nhiễu ngẫu
nhiên sinh ra nhờ hàm random trong ngôn ngữ lập trnh Pascal.
Cốt lõi của việc tính tổng (2.3) theo hƣng là tính hàm tƣơng quan tƣơng
hỗ. Trong chƣơng sau chng tôi sẽ trnh bày cc kết quả thử nghiệm hai
phƣơng php xử l thống kê băng địa chấn nhƣ đã trnh bày ở trên.
21
Kết luận chƣơng 2:
Trên cơ sở cc vấn đề trnh bày trong chƣơng này chng ta c thể ghi nhận
cc điểm sau:
- Phƣơng php tƣơng quan tín hiệu giữa cc tuyến và phƣơng php sc xuất
ngƣợc dựa trên cơ sở l thuyết rõ ràng.
- Phƣơng php tƣơng quan tín hiệu giữa cc tuyến kh đơn giản về mặt
tƣởng nhƣng kh phức tp về mặt thực hiện v n kéo theo nhiều thủ tục hỗ
trợ cho việc tính ton chính.
22
CHƢƠNG 3
MỘT SỐ THỬ NGHIỆM TRÊN SỐ LIỆU MÔ HÌNH
3.1. Mô hình
Để thử nghiệm khả năng của phƣơng php “Tƣơng quan tín hiệu giữa cc
tuyến” và “Sc xuất ngƣợc” nhƣ đã trnh bày ở chƣơng 2, chng tôi đã to ra
cc băng địa chấn mô hnh, ví dụ nhƣ trên hnh 3.1. Đây c thể gọi là băng
địa chấn “l tƣởng” v chỉ c tín hiệu nằm trên tất cả cc kênh. Băng địa chấn
này đƣợc trộn vi nhiễu ngẫu nhiên và chng ta c băng địa chấn gần giống
vi thực tế nhƣ ở hnh 3.2. Qua quan st, c thể thấy đây là băng địa chấn bị
nhiễu kh mnh. C thể thấy biên độ của nhiễu kh ln, xấp xỉ biên độ tín
hiệu và nằm gần nhƣ kín chiều dài cc mch địa chấn.
Hnh 3.1. Băng địa chấn l tƣởng
23
Hnh 3.2. Băng địa chấn c nhiễu ngẫu nhiên
3.2. Thử nghiệm phƣơng pháp tƣơng quan tín hiệu giữa các tuyến
a. Lọc không có làm trơn
Theo quy trnh đã trnh bày ở chƣơng 2, chng tôi đã xây dựng phần mềm
để giải quyết toàn bộ cc khâu cần thiết. Sau khi đọc số liệu chƣơng trnh sẽ
tính cc hàm tƣơng quan tƣơng hỗ cho từng cặp tuyến, bƣc xê dịch cho cực
đi hàm tƣơng quan tƣơng hỗ sẽ đƣợc coi nhƣ hƣng cộng. Cc thử nghiệm
đầu tiên đƣợc tiến hành trên cc hnh 3.3, 3.4, 3.5 vi cc đy cộng lần lƣợt là
3, 5, 7. C thể thấy là vi mức tăng của đy cộng, nhiễu bị p đảo mnh hơn.
Tuy nhiên, khi đy cộng ln th tín hiệu cũng bắt đầu bị “nhe“ đi. Biểu hiện
là biên độ cũng suy giảm và độ sắc nét của trục đồng pha cũng kém đi. Thậm
chí ta c cảm gic bị “méo”.
24
Hnh 3.3. Băng địa chấn lọc vi đy cộng bằng 3
Hnh 3.4. Băng địa chấn lọc vi đy cộng bằng 5