книги из ГПНТБ / Яковлев, В. В. Стохастические вычислительные машины
.pdfТ а б л и ц а 2
М а те м а ти ч еск о е ож идание п о сл е д о ва те л ьн о сти н а вы х о д е л о ги ч еск и х эл ем ен тов
Наименование элемента |
|
В общем случае |
и вид реализуемой функции |
|
|
Инвертор: |
|
М (z) = 1— М (х) |
Z = X |
|
|
Конъюнктор: |
' |
M ( z ) = M ( x ) M ( y ) + K xy |
z = xy |
|
|
Дизъюнктор: |
|
М (z )= М (х) -j- |
z = x V у |
|
+ М ( у ) - М ( х ) М ( у ) - К ху |
«Запрет»: |
|
M { z ) = M { x ) [ i - M ( y ) ] - K xy |
z = ху |
|
|
Сумматор по модулю 2: |
|
М ( z ) = M ( x ) + |
z = ал/ V ху |
|
+ М ( у ) - 2 М (X) М ( У ) - 2 К ХУ |
Элемент Шеффера: |
|
M ( z ) = i - M ( x ) M ( y ) - K xy |
z = xy |
|
|
Элемент Пирса: |
|
M ( z ) = i — M ( x ) — M{y)-\- |
z = x \ J у |
|
+ М ( х ) М ( у ) + К ху |
Импликатор: |
|
М (z) = 1 — М (х) х |
z — x \ J у |
|
X [1 — М{у)]-\ -Кху |
«Эквивалентность»: |
|
М (z) = 1 — М (х) — М (у) + |
z = xy\J ху |
|
+ 2 М ( х ) М ( у ) + 2 К ху |
При независимости входных последовательностей
—
М (z) = М (х) М (у)
М (z) = М ( х ) -|-
+М { у ) - М ( х ) М { у )
М{z) = М {x ) [ i — М{у)\
М (z) = М (х) -(-
+ М ( у ) - 2 М ( х ) М (у)
М (z) — М (х) М (у)
M ( z ) = i - M ( x ) ~ M ( y ) +
+М (х) М (у)
М(z )= 1 — М (х) [1 — М (у)]
М( z) = 1 — М (х) — М (у) +
+2М (х) М (у)
О |
Т а б л и ц а 3 |
|
|
|
А вто к о р р ел я ц и о н н ая ф ункц и я п о сл е д о ва те л ьн о сти н а вы х о д е л о ги ч еск и х эл ем ен тов |
Наименование элемента и вид реализуемой функции
Инвертор:
Z = X
Конъюнктор: z = жу
Элемент Шеффера:
z = x y
Дизъюнктор:
z = x \ f у
Элемент Пирса:
z = x \ J у
«Запрет»:
z — xy
Имшгакатор:
Z = X \J\y
Сумматор по модулю 2:
z — x y \ J ху
«Эквивалентность»:
z = x y X J ху
|
В общем случае |
|
К г (хг) = К х (тх) |
|
К г (хг) = К ху (тху) + |
+ |
М (х ) [Кху ( i y ) Jr К у (тху)] |
+ |
М ( у ) [К ху (хх) + К х (хху)] + |
|
+ М ( х ) М ( у ) [ К у (хх) + |
+ к х [Ху)] + М* {х )К у {Х у ) + + М2(у) К х (Хх) - К \ у
К г ( Г г) = |
|
|
|
~ Кху (Хху) — [1 |
М (х)\ X |
||
X [Кху (Ху)-{-Ку(хХу)] — |
|||
- [ 1 - М ( у ) ] [ К ху (т *) + |
|
||
± К х (хху)] + |
Ц - М ( х ) } |
X |
|
X [1 М (у)\[Ку (т *) |
|
||
Jr K x (Xy)] + |
[ l - M |
(х)]2 |
X |
X К у ( х у) + |
[ 1 — Л / (у )]2 |
х |
X К х (хх) - К % у
Кг (Tz) — К ху (хХу) f-
+М ( х ) [ К х у (Ху) +
+ К у { х ху ) ] - и - М ( у ) \ X
х [К х у (хх) + К х (хху) ] - - М ( х ) Ц - М ( у ) \ [ К х (Ху) +
+К У (т*)] + М 2 ( х ) К у (ху) +
+[ 1 - М (у ))*К х (хх ) - К % у
К г (xz) = 4 К ху (хху)
— 2 [1 — 2М (х)] [К х у (Ху) +
+ К у (хху)\— 2 [1 2М (у)] X X [Кху (хх) 4 - К х (хху)] 4 -
+ [1 — 2 М (х)] [1— 2 М (у)] X X [К х (ху )-\-Ку (Тд.)] 4 -
4[1 — 2 М ( х )] Ш у ( х у ) +
+[ 1 - 2 М ( у )) Ш х ( т , ) - 4 К%у
При независимости входных последовательностей
—
Кг (Xг) = К х (хх)К у (Х у ) +
+М 2 (х ) К у (ху) 4-
+М 2 (у) К х (хх)
К г (Хг) = К Х (Хх) К у (Т ^ )4“
+[1 - М { х ) ] Ш у (ху) +
+[ 1 - М ( у ) ] * К х (хх)
Кг (хг) = Кх (хх) К у (ху) +
+Л/2 (х)Ку\(Ху) +
+ [1 - М ( у ) ] Ш х (хх)
К г (Т2) = 4 К Х (Тд;) К у (ту) + + [1 — 2М (х)\ьКу (Ху)-\-
Л-[\ - 2 М ( у Ш х (хх)
При отсутствии автокорреляции во входных последовательностях
Кг (хг) = 0
Кг (Хг) =
= Г 1 + |
Кху |
Т х |
||
L |
1 |
м (х) м (у) J |
А |
|
X |
{ K x (X y )K y (x x) Jr |
|
± М ( х ) М ( у ) [К х (ху)~\-
+К у (хх)])
Кг (xz) —
= [ Т + |
Кху |
Т х |
L ' |
М ( х ) М ( у ) |
J А |
XК х (ху) К у (Тд.)
+[ * " < ’ >
х [ * м < « ) ] Х X [Кх (Ху) + К у (тх )]
1
К г (хг) ==
- Г |
1 + |
к Ху |
T v |
L |
М (х) М (у) J Л |
||
X К х (Ху) К у (хх ) — |
|||
|
[ " < * > + |
и |
Ш Х |
х [ ‘ - " ( » > |
|
* £ , ] х |
|
X |
[К х (Ху) -\-Ку (Тд.) ]' |
К г (Хг) =
— f i |
4- |
к *« |
I |
2 у |
L |
м ( х ) м ( У) J А |
|||
X К х (ху) К у (хх) 4 - |
|
|||
+ [ ' |
» < * > |
м м ] х |
||
х [ < |
|
м |
^ |
] х |
X [К х (ху )-\ -К у (Тд.)]
Воспользуемся формулами полных вероятностей:
р(х) = Р (ху) + Р (ху),
р(у) = Р (ху) + Р (ху).
Тогда
М (z) = р (я) + р (у) — 2Р (ху) = р(х) + р (у) — 2р (х) р (у) — 2К ху =
= М (х )+ М (у) - 2М (х) М (у) - 2К ху.
Автокорреляционную функцию выходного потока получим, выполнив следующие преобразования:
М (zzx) = Р ((ху V ху) (xzyz V луО] = Р (xxzyyz) + Р (xxzyyz) + + Р (xxzyy„) + Р (xxzyyz) = Р (xxzy) — Р (хххуух) + p (xxzy) —
— Р (xxzyyz) + Р (xxzyz) — Р (xxzyyz) + Р (хуух) — Р (хххуух) =
= Р (м д —Р (ххху) — Р (ххтут) + Р (хххуух) + Р (х.у) — Р (ххху) —
— Р (ЗДх) + р (xxzyyx) + Р (хух) — Р (хххух) — Р (хг/ут) + Р (ххтуут) + + Р (УУ.) ~ Р (xyyz) — Р (ххУУх) + Р (хххуух) = М (ххх) + М (хту) -J -
+М (хух) + М (уух) —2М (ххху) — 1М (хххух) — 2М (хуух) —
—2М (ххуух) + 4М (хххуух).
После подстановок в соответствии с (2.12) и (2.13) и приведения
подобных членов имеем |
|
|
||
|
М (zzx) = M 2 (х) + 2М (х) М (у) + М 2 (у) - 4М 2 (х) М (у) — |
|||
|
- т (х)М2 (у)+ 4 М2 (х) М 2 (у) + [1 - г м ш к х ( r j + |
|||
+ |
[1 - 2М (*)]* Ку (ху) - {1 - 2 М ( х )\ [1 - г М ( у )\ |
\КХ(ху) + К у (хх)] - |
||
|
- 4 [гм (х) М (у) - М (х) |
М (у)] К ху + |
4К ху (хху) - |
|
- 2 |
[ 1 - 2 М (х)] [Кху (ху) + Ку (хху)] - |
2 [1 - 2М (у)} [Кху (хх) + К х (хху)1 |
||
|
Вычитая из обеих частей последнего равенства М 2 (z), оконча |
|||
тельно получаем |
|
|
||
|
Кг (хг) = |
Ш ху (хХу) - 2 [1 - 2М(х)\ [Кху (ху) + Ку (хху)] - |
||
|
- 2 Ц - 2 М |
(у)] [Кху (хх) + К х (хху)) + 1 1 -2 М |
(х)\ [1 - г м (у)) X |
X [Кх (ху)+Ку (т ,)] -4 А ^ + [1 - 2 М (х)]2 К у ( т ,Ж 1 - 2 М (у)\2 К х (tJ..
Для независимых входных последовательностей
M(z) = M (х) + М (у) - г м (х)М (у),
к ? (хг) = ^ кх (хх) к у (ту) + [1— г м (х)]2 Ку (Ху) + [1— г м (у)]2 к х (хх).
42
При отсутствии автокорреляции во входных последователь ностях
М (z) = М ( х ) М (у) - 2 М (х) М (у) - 2 К ху,
X [ l - 2 M (у) |
[Кх (ху) + К у (т*)]. |
Аналогичные формулы для других наиболее употребительных булевых функций двух переменных (табл. 2, 3) легко получить, пользуясь свойством инвертора сохранять на выходе автокорре ляционную функцию входной последовательности. Анализируя эти формулы, заметим, что условие взаимной независимости вход ных последовательностей является достаточным для того, чтобы математическое ожидание последовательности на выходе любой комбинационной схемы определялось лишь математическими ожи даниями входных последовательностей и не зависело от моментов более высоких порядков. Если к тому же во входных последова тельностях автокорреляция отсутствует, то выходная последова тельность также оказывается некоррелированной.
7. Основные алгебраические операции
Конкретный набор решающих блоков СтВМ в основном опре деляется методом решения математических задач на таких маши нах: аналоговым или арифметическим. Как известно, аналоговый метод решения задач заключается в воспроизведении в машине процесса, который описывается уравнениями аналогичными ре шаемым. Результатами этого процесса и являются искомые реше ния. При этом переменные в машине связаны масштабными соот ношениями с соответствующими переменными исследуемой си стемы.
В машинах, реализующих арифметический метод, воспроиз водится определенная последовательность арифметических опера ций в соответствии с известным алгоритмом нахождения решения. И аналоговые и арифметические машины могут иметь непрерыв ное и дискретное представление информации. Непрерывное пред ставление реализуется путем замены переменных непрерывными физическими величинами (напряжениями, токами, длительностями импульсов и т. д.). Дискретное представление может быть образо вано путем кодирования чисел с помощью последовательности импульсов или комбинации состояний элементов машин.
Сейчас наиболее распространенными являются два класса вычислительных машин: непрерывные аналоговые и дискретные арифметические (универсальные и специализированные цифровые вычислительные машины дискретного действия). Что касается стохастических ВМ, то одни из них могут быть построены по
4 3
типу ЦВМ, другие могут напоминать разновидность ЦИМ (цифро вых интегрирующих машин), которые относятся к классу дискрет ных аналоговых машин [33].
Вопросы синтеза стохастических вычислительных устройств, построенных по типу ЦВМ, частично решаются в гл. III. В этом разделе рассмотрим второй тип СтВМ.
Процесс решения задач в этих машинах аналогичен процессу решения в моделирующих устройствах. Как и в моделирующих установках, в СтВМ содержатся отдельные блоки, выполняющие
основные математические |
операции: инвертирование, интегриро |
|||||||
|
|
|
вание, суммирование, умножение на по |
|||||
р(х) |
1 |
Р (г) |
стоянный коэффициент, |
функциональное |
||||
|
преобразование и др. Соединение между |
|||||||
I |
|
|
||||||
|
|
этими |
блоками осуществляется в зависи |
|||||
|
|
|
мости от решаемой |
задачи. |
|
|||
|
|
|
|
Приступая к изучению решающих бло |
||||
|
|
|
ков СтВМ, начнем с простейших, которые |
|||||
|
|
|
характеризуются: 1) отсутствием памяти; |
|||||
|
|
|
2) |
отсутствием взаимной корреляции и авто |
||||
|
|
|
корреляции во входных последователь |
|||||
Рис. 18. |
Стохастические |
ностях. Математическое ожидание выход |
||||||
инверторы: а |
— при од |
ных |
последовательностей |
блока опреде |
||||
нолинейном |
симметрич |
ляется лишь математическими ожиданиями |
||||||
ном кодировании инфор |
||||||||
мации; б — при двух |
входных машинных переменных и видом |
|||||||
линейном |
кодировании |
ДСНФ логической схемы этого блока (см. |
||||||
|
|
|
п. |
|
|
|
6). |
Для определения |
ных переменных можно воспользоваться простыми приемами, |
||||||||
изложенными в п. 4. |
|
|
|
|
|
|
||
Инвертирование. |
Предположим, что |
истинные |
переменные |
|||||
Х 0, У0, |
Z0 изменяются в диапазоне (—1, + 1). Тогда для умноже |
ния величин на —1 при ОЛС кодировании достаточно включить в линию инвертор (рис. 18, а). Действительно, из известных соот ношений
р( * ) = - ± ± ^ .
сиспользованием уравнения (2.1) получим
Р (2) = 1 — Р (х) = 1~ Z ° ,
откуда
z 0= ~ x 0.
При ДЛС кодировании информации, как это видно из рис. 18, б, достаточно поменять местами линии передач положительных (+ Х)
иотрицательных (—X) значений машинной переменной. Умножение. При ОЛС кодировании информации для умноже
ния двух стохастических переменных р (х) и р (у) используется
4 4
логическая схема рис. 19. Так как схема реализует операцию эквиваленции, то для выходной переменной можно записать
p { z ) = p (х) р(у) + Ц —р(х)][1 —р (у)].
Подставляя в это уравнение величины |
|
|
|||
р(х) |
1 + * о |
р(у) = 1 + У о |
p(z) = |
l+ Z 0 |
|
|
2 |
|
2 ’ |
|
2 |
получаем |
|
1+^0 |
1 + -У0^0 |
|
|
|
|
|
|
||
|
" |
2 ~ |
2 |
|
|
откуда вытекает Z 0 = Хо^о» т- е- действительно вероятность появления импульса в выходной последовательности пропорцио нальна произведению входных пере менных.
Так как выходная последователь ность имеет также бернуллиевский характер, то дисперсия выходной переменной
D(z) = p ( z ) [ l —p(z)].
Подставляя сюда выражение дляр (z), получим
D(z) = p (x )[i — p{x)} +
+р{у)\^-—р{у)\—
Рис. 19. Стохастический умно житель при ОЛС кодировании)
информации
—^Р te) Р (у) [1 + Р (х) р (у) — р (х) —р (у)],
инайдем экстремумы этой функции. Приравнивая нулю частные производные
dD (z)
[1 —2р(®)][1 — 2р (у)]2,
dp (х)
dD (z)
■■[1-2р{у)\[\-2р(х)\\
д р (У)
получим систему уравнений, имеющую решения р (х) = р (у) =
= —. Таким образом, среднеквадратическое отклонение выход-
&
ной переменной достигает максимального значения при нулевых
значениях переменных Х 0 и У 0 и равно ]/0,25.
Используя вентили И, можно осуществить умножение вели чин р (х) и р (у) при ДЛС кодирования исходной информации (рис. 20). Для математического ожидания на выходе схемы спра ведливо
P tei) = P tei)P Ш + P (*а) Р (Уг) — Р teAIWa).
(2.29)
Р tea) = Р tei)Р (У2)+ Р tea) Р Ы —Р tei^aZ/iZ/a)-
Так как каждая из переменных X и Y не может одновременно присутствовать на двух линиях, то из системы (2.29) получаем следующие четыре частных случая умножения:
1)(+ X )(- fF ),
Р (« О = |
Р (x i) Р (У х ), |
Р (z2) = |
0 ; |
|
|
|||
2) ( + X )(~ Y ), |
|
|
|
|
|
|
|
|
Р (Zx) = |
0 , |
Р (z2) = |
р (хг) р ( у 2) ; |
|
|
|||
|
|
|
3) |
( - Х ) ( + У ) , |
|
|||
|
|
Р (z,) = |
0 , |
|
р (z2) = |
р (х2) р (у,); |
||
|
|
|
4) |
( - Х ) ( - У ) , |
|
|||
|
|
Р (zx) - |
Р (х2) Р Ы |
, |
Р (z2) = 0 . |
|||
|
|
|
Как |
уже |
отмечалось ранее |
|||
|
|
(стр. 29), переменные X , Y, . . . |
||||||
|
|
могут передаваться и по двум |
||||||
|
|
линиям при использовании раз |
||||||
|
|
ностной |
формы |
представления |
||||
|
|
исходных |
или |
промежуточных |
|
значений. Если при этом резуль |
|
тат представлен в подобной же |
Рис. 20. Стохастический умножи- |
форме, то |
тель при ДЛС кодировании инфор |
р (z) = р (zj —р (z2) = кг [р (ад) — |
мации |
|
|
— Р (^ 2)] IP (Ух) — Р (У г)Ь |
После преобразований для каждой выходной линии соответственно получим:
Р (zx) = К [р (хх) р (ух) + р |
(я 2) р ( у 2) ] , |
| |
|
|
|
|||
p(z2) = &x[p(xx)p(y2)+ p (-z2)p(yx)]- |
1 |
|
|
|
||||
Необходимость |
во введении постоянного |
множителя |
к г |
вы |
||||
звана тем, что при передаче нуля в |
линиях |
способом р |
(жД — |
|||||
— Р (x i) = 1 — 1 |
и р (уД — р |
( у 2) = |
1 — 1 выходные |
перемен |
||||
ные оказываются |
смещенными |
в интервал (—2, |
+ 2 ). |
Ясно, |
что |
для восстановления естественного интервала (—1, + 1) переменной достаточно, если принять кг 0,5. Для реализации уравнений (2.30), кроме введения постоянного множителя, необходимо исполь зовать суммирующие схемы.
Сложение и вычитание. Двухвходовой логический элемент ИЛИ в соответствии с формулой (2.28) выполняет операцию не полного сложения двух переменных р (х) и р (у).
Р (z) = Р (х) + Р (У) —Р (х) р (у)
4 6
или в случае п входных переменных
Р (z) = 1 — П [1 —Р (*/)J- t-i
Рассматриваемый случай соответствует общему правилу сло жения для событий, которые могут быть совместными.
Более полезной является реализация выходной вероятности вида
p(z) = p(x) + p(y),
однако, для этого необходимо обеспечить несовместность событий в последовательности X и Y. Такая операция может быть осуще ствлена различными способами.
В одном из них обе последовательности разделяются во вре мени. При этом результат на выходе схемы ИЛИ образуется со сжа тием во времени и для восстановления исходного временного ритма требуется введение запоминающих элементов.
Идея иного способа основывается на использовании формул полной вероятности. Если кг, к2, . . кг — полная группа попарно несовместимых событий, то для любого события х имеет место соотношение
р(х) = р (к 1)р (х \ к 1) + . . . + р (к г)р (х \ кг),
где р (xjkr) — условные вероятности х при осуществлении каж дого из событий Ах, к 2, . . ., кг.
В частности, для группы противоположных событий к г и к г справедлива формула
Р И = р (АД р(х\ к1) + р (к,) р (х |АД.
Для случая суммирования двух переменных имеем [70]:
р ( х )= р (к,) р(х\ кх) + р (АД р (г |АД,
р (у ) = р ( ¥ ) р (у \¥) + р ( ¥ ) р ( у \К).
Если положить р (х\АД = р (у|АД = 0, то окончательно [получим
Р (х) -г P (У) = Р (АДр (z| АД-|-р (АД р (у |АД.
Такому |
уравнению |
соответствует структура сумматора, предста |
||
вленная на рис. 21. |
|
|
||
Если |
р (АД = р |
(АД = |
1/2, то в результате |
суммирования |
получим |
|
|
|
|
|
|
Р (z) = |
у \Р (Х) + Р (*/)]> |
(2.31) |
т. е. выходная переменная представлена с масштабом 0,5. Сумми рующая ячейка на рис. 21 является основной для реализации
4 7
операций сложения и |
вычитания при различных способах кодиро |
||
вания информации. |
ОЛС кодирование, то ячейка используется |
||
Если применяется |
|||
непосредственно по назначению. Действительно, подставляя |
|||
р(х) = 1 ~ х 0 |
р(у) = |
i + Yp |
P(z) 1 + Zq |
|
|
|
|
2 |
|
2 |
2 |
Рнс. 21. Стохастический |
Рис. 22. Стохастический вы |
сумматор |
читатель |
в уравнение (2.31), получаем
*о+^о
^0 =
Рассуждая аналогичным образом, для схемы рис. 22 определим
|
|
X0- Y o |
|
|
|
|
т. е. схема реализует опера |
||
|
|
цию вычитания двух пере |
||
|
|
менных. Помимо |
этого пря |
|
|
|
мого назначения схема рис. 22 |
||
|
■ Р Р ) |
может быть использована для |
||
|
|
осуществления перехода от |
||
|
|
двухлинейного к |
однолиней |
|
|
|
ному симметричному |
пред |
|
|
|
ставлению исходных |
или |
|
|
|
промежуточных величин, ког |
||
|
|
да одна и та же переменная |
||
Рис. 23. |
Стохастический сумматор при |
передается в разностной фор |
||
ДЛС |
кодировании информации |
ме одновременно |
по |
двум |
|
|
линиям. |
|
|
При ДЛС кодировании информации (рис. 23) используются две одинаковые суммирующие ячейки. Математическое ожидание последовательностей на каждой выходной линии схемы определим из соотношений:
P (zi) = | -p(zi)+yP(2/i),
Р(22) = уР(-Г2) Н у Р Ы -
4 8
Если каждая из переменных X и Y передается только по одному проводу, то получаем следующие четыре частных случая:
1) (+ Х ) + (+ У ). |
|
p ( Z l ) = P M ± ^ M , |
р(ч) = 0; |
2) ( + Х ) + ( _ У ) , |
|
p (zi) = -|p (^i). р (22) = { р Ы ;
3)( - * ) + ( + У),
Р (zi) = \ р Ы » Р (ч) = \ р (®а)
4)( _ Z ) + ( - F ) ,
р(zi) = о, P (Z2) = ± M ± ^ M ..
Заметим, что в случаях 1 и 4 результат передается по одной линии. Следовательно, величина дисперсии полусуммы опреде ляется известным уже соотношением Бернулли (1.36). В двух оставшихся случаях результирующие последовательности при сутствуют одновременно на двух линиях, что приводит к возра станию ошибки. Покажем это на примере второго случая.
Используя теорему о дисперсии разности двух случайных величин [66], запишем
D, {z) = D {z1) + D {z2) ~ |
2KZlZ |
(2.32) |
где K Zlz2 — взаимный корреляционный |
момент событий zx и z2. |
|
Гак как события zx и z2 несовместимы, |
то |
|
К га , = — j p (хО р (у2).
Подставляя в уравнение (2.32) выражения для дисперсий и корре ляционного момента, получим
О" (z) |
р (*i) |
[< |
Р fo r) ~1 , |
Р (Уг) |
Р (Уг) “j |
р (*1) р (Уъ) (2 3 3 ) |
|
2 J"1- |
2 |
[*■ |
|
||
|
1 |
|
|
|
|
Если бы результат суммирования еще подчинялся закону Бер нулли, то выражение для дисперсии имело бы вид
D" (z) = [р {z1) —p{z.l)] [1 - р (zj) + р (z2)]
или после подстановки выражений для р (zx) и р (za)
[ ( _ 2 ^ 1 ] + £ М . [ 1 _ £ М ] _
что конечно значительно ниже результата (2.33).
4 В. В. Яковлев |
49 |