книги из ГПНТБ / Яковлев, В. В. Стохастические вычислительные машины
.pdfДля уменьшения ошибки выходной переменной используем схему с инверторами на входе (рис. 24). Математическое ожидание на выходе схемы определим из соотношений:
Р (ч) = \ р (ч) [1 —Р (Уа)1+ |-Р Ы [1 —Р (ч)Ь
Р (ч) = у Р (я?а) [1 —Р Ы ] + -| Р Ш [1 —Р («01-
Четыре случая алгебраического сложения запишем в виде:
1)( + Х Ж + У ),
р (ч) = \ \ р (ч) + р Q/i)], |
р W = 0; |
Рис. 24. Сумматор с уменьшенной ошибкой на выходе
2)(+ Х ) + ( - Г ) ,
р (ч) = \ р ( ч ) [1 — р (2/2) ] . |
р ( ч ) = \ р Ы [1 — р f a ) I ; |
3)(_ Х ) + (+ Г ),
р (ч) = \ р Ы И — р Ы Ь р (z2) = j p ( ч ) [1 — р (P i)];
4)( _ X ) + ( - F ) ,
р (z i) = 0, |
р (ч) = \ [р ( * * ) + р Ы 1 - |
Вновь воспользовавшись соотношением (2.32), дисперсию ре зультата (применительно ко второму случаю алгебраического сложения) найдем в виде
Т )'“ (z) = Р ^ |
Г ) — |
Z l f l l " ! |
Р (Уа) Г1_ |
Р (Уа)~1 _ |
P ( * i ) p ( V 2 ) |
2 |
L |
2 J |
2 |
2 J |
2 |
5 0
Последнее уравнение дает значение ошибки значительно мень шее, чем при вычислениях по формуле (2.33) при равных X и Y.
Наконец, если каждая из входных переменных X и Y пере дается по двум линиям в одной из разностных форм, то операции
сложения р (z) = |
- и вычитания р (z) = |
- ре- |
ализуются путем следующих преобразований [82]: для сложения
p(zi) = j [ p (*i) + pfoi)].
Р {г2) = \ [ р {х 2)+Р(Уг)\‘,
для вычитания
P{^) = \ [p {x 1) + p { y i)],
Р (ч ) = \\Р{хг)+Р(У1)\-
Деление на элементах, подобных рассмотренным, не может быть выполнено. Поэтому приходится прибегать к использованию логических схем с ненулевой памятью.
8. Стохастические умножители
В предыдущих разделах мы показали, что простой логический элемент И реализует операцию умножения т входных переменных, представленных последовательностями бернуллиевского типа. Допустимое ко личество входов г одного элемента опре деляется требованиями достижения за данной параметрической надежности схемы и точности выполнения операции.
Специфичным является случай, когда на входы такого стохастического умно жителя подается одна и та же последова тельность. Причем, последовательности, действующие на отдельных входах,
сдвинуты одна относительно другой на один или большее число тактов. Подобные схемы могут быть использованы в качестве устройств образования целой степени от переменной. В этом случае элементы задержки, включенные на входе, выполняют функции статистической развязки переменной. Например, у квадратора (рис. 25) значения входной переменной в каждом i-м такте неза висимы в силу предположения об отсутствии последействия в исходной временной последовательности.
4 * |
51 |
Используя несложные приемы, описанные в [74], для матема тического ожидания и дисперсии появления единицы на выходе квадратора запишем
M (zt) = M (xi) М (х^ ),
D (zt) = M (zl) [ i - M ( z l)\.
Поскольку для стационарной последовательности
M(Xi) = M (xi_х) = . . . = р (xt) = р fa .!) = . . . = р ,
то окончательно
М (Zi) = р (zt) = р2,
D (zt) = р2(1 —р2),
т. е. схема на рис. 25 действительно реализует операцию возведе ния входной переменной в квадрат.
Если мы теперь зададимся целью определить математическое ожидание и дисперсию величины к — числа появлений единицы на выходе стохастического квадратора за п тактов, то обнаружим, что при этом придется отступить от классической схемы испытаний Бернулли (стр. 19).
В самом деле, при рассмотрении значений выходной функции квадратора в последовательные моменты времени:
Zl — Х( XI_[, z i +1 = ^ i + A i
z n — х пх п - 1>
заметим, что все соседние во времени значения (т. е. отстоящие на интервал т2 = 1) оказываются взаимно коррелированными. Используя формулу (2.3), определим корреляционные моменты
К г (1) = М (Zlzi+1) - М (zt) М (zi+1)
или |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
К г (1) = Р ^ и г ) - Р * . |
|
(2.34) |
|
Вероятность совместного наступления событий |
zt = |
1 и z1+1 = |
||||
= 1 равна |
|
|
|
|
|
|
|
р (ztZt+1) = |
Р (xt I Xi) р (хt) р (Xi_i) р (xi+1) = р 3. |
(2.35) |
|||
Подставляя |
(2.35) |
в |
(2.34), |
получим |
|
|
|
|
|
К г (1) = Р % |
|
|
|
где q — 1 — р — вероятность противоположного |
события. |
|||||
Таким образом, в данном случае имеет место положительная |
||||||
корреляция, |
т. е. |
условная |
вероятность появления |
импульса |
5 2
в i + 1-м такте при условии, что он появился в i-м, больше, чем еебезусловная вероятность.
Если теорема о сложении математических ожиданий [8] при менима к любым случайным величинам, как зависимым, так и не зависимым, то для определения дисперсии ft-числа появления единиц в выходной последовательности z необходимо применить теорему о дисперсии суммы
|
П |
|
|
|
D (*) = 2 |
D (zt) + 2 2 К ф |
(2.36) |
|
t=l |
i < / |
|
где |
— корреляционный момент величин zt, zj, а знак |
i <+ j |
|
под знаком суммы обозначает, |
что суммирование распространяется |
на все возможные попарные сочетания случайных величин в пре делах zx—zn.
Учитывая, что корреляционная матрица в данном случае имеет
вид |
|
|
|
|
|
р2(1 —р2) |
р3<1 |
0 |
0 |
•• |
0 |
|
р2 (1 —р2) |
p 3q |
0 |
•• |
0 |
|
|
Р2(1 - Р 2) |
psq |
■• |
0 |
|
Р2(1 - Р 2) |
окончательно получим |
|
D (ft) = пр2 (1 - р 2) + 2 (п - 1 ) рЦ . |
(2.37) |
Соответственно для произвольного td |
|
D (ft) = пр2 (1 —р2) + 2 (п —тд) p3q, |
|
где x'D — временной параметр элемента задержки |
на рис. 25. |
Очевидно, если бы удалось реализовать сдвиг входящей после довательности на Гд = п тактов, то мгновенные значения выход ной переменной квадратора оказались бы некоррелированными. Разделив правую часть уравнения (2.37) на п2, при условии td = 1
и |
п + 1 получим дисперсию |
частоты |
появления числа |
единиц, |
в |
последовательности z |
|
|
|
|
Z)( 4 - ) = 4 |
(1 + 2^ |
- 3^ - |
(2-38* |
Таким образом, дисперсия результата на выходе квадратора оказалась выше на величину 2psqjn в сравнении с дисперсией, последовательности без последействия.
Для того чтобы и в этих условиях сохранить значение диспер сии, определенное в отсутствии корреляции, необходимо увели чить длину последовательности испытаний до величины п’ равной
n’ = n l ^ p - J p- ,
1 — р2
5 3
На рис. 26 кривая т = 1 представляет зависимость nD (zt) —
— р 2 (1 — р 2) в функции р — математического ожидания входной переменной квадратора, а кривая т = 2 — зависимость диспер сии, вычисленной по формуле (2.38). Первая функция достигает
максимума D x = 0,25 при р = 1/0,5; значение максимума второй «функции D 2 = 0,46 и определено при р = 0,728. Отношение
Рис. 26. Зависимость дисперсии частоты появле ния единиц в выходной последовательности дли ной п от р при возведении переменной в т-ю степень
дисперсий D JD X= 1,84. Следовательно, относительное увеличе ние длины случайной двоичной последовательности Бернулли равно 1,84, то есть п' = 1,84ге, что, очевидно, приведет к необхо димости повышения разрядности выходного накопителя СтВМ.
На рис. 27 представлена схема с двумя стохастическими умно жителями, позволяющая вычислить третью степень от входной переменной. Вероятность появления импульса на выходе схемы равна р 3, а дисперсия p s (1 — р 3). Вероятность совместного на ступления Событий Zi = 1 и zUx = 1
Р — Р fa ) Р (х{ |xt) р fa .j) Р (ж£_г |х{_х) р (xt_2) р (х,+1) = р4,
•54
а вероятность |
Р (ztzi+2) = р ъ. |
Ясно, |
что Р (ztz,) |
= |
р 6 для всех: |
||
) > 2. |
|
|
|
|
|
|
|
Корреляционная матрица в этом случае имеет |
вид |
||||||
р3(1—р 8) pi ( i —p 2) |
|
p 5q |
О |
|
О |
||
|
ps ( i —p3) |
pi ( i —p2) p bq ■■■ |
о |
||||
|
|
|
|
|
|
|
P3( l —P3) . |
Теперь, используя |
уравнение (2.36), получим |
|
|
||||
|
D ( т |
) = 1 Г (1 + |
2Р + |
2р2 - 5^3)- |
|
|
|
Рис. 27. Схема для возведения сто |
|
|
|
|
|
||
хастической переменной |
в третью |
|
|
|
|
|
|
степень |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
т< |
|
т, |
На рис. 26 эта |
зависимость в |
функции р представлена кривой: |
|||||
т = 3. Видно, |
что |
отношение |
D sJDx я» 2,7. |
Следовательно, |
во столько же раз должна быть увеличена длина входной последо вательности, если мы хотим получить на выходе схемы значение ошибки не превышающее то, которое образуется при интегриро вании последовательности Бернулли.
Наконец, для произвольной степени т Ф 1 и re |
> |
т , а тг > |
тс ,. |
||
можно записать |
[74] |
|
|
|
|
|
|
т-1 |
|
|
|
nD |
1 + |
2 ^ р 1- { 2 т - \ ) р т |
(2.39) |
||
|
|
=i |
|
|
|
Значения максимума Dm этой |
функции зависят |
от |
т (табл. |
4). |
В третьей строке таблицы даны значения р т — второй координаты максимума.
|
|
|
|
|
|
|
|
Т а б л и ц а 4 |
|
Предельные |
значения дисперсии процесса на выходе стохастического |
||||||||
|
|
|
|
умножителя |
|
|
|
|
|
т |
2 |
3 |
4 |
5 |
6 |
7 |
8 |
9 |
10 |
Dm |
0,46 |
0,67 |
0,9 |
1,12 |
1,34 |
1,56 |
1,78 |
2,01 |
2,23 |
Рт |
0,73 |
0,81 |
0,86 |
0,88 |
0,9 |
0,92 |
0,93 |
0,934 |
0,94 |
5 а
Отношение n'Jn получим из таблицы, умножив соответствующее Dm на величину D j1 = 4, т. е.
п" = inD m. |
(2.40) |
В качестве элементов задержки входящей последовательности можно использовать триггеры и тогда практическая схема для воз ведения переменной в т-ю степень будет состоять из т — 1-разряд ного регистра сдвига и такого же количества двухвходовых конъюнкторов, включенных цепочкой, как показано на рис. 28. Число вентилей И, используемых в схеме, в общем является избыточ ным и, следовательно, может быть сокращено. Хорошей иллюстра цией этому служит схема на рис. 27.
Рг
Рис. 28. Схема с одним регистром сдвига Рг для возведения переменной в произвольную степень т
Выпишем значения выходной функции схемы в последовательдше моменты времени с условием т х = т 2 = 1:
zi = XiXi.jXi.yXi.^
Z;+l x i+ ix ix ix i-y,
zn— XnXn^yXn_yXn_2-
Исключая тавтологии и переходя к вероятностям, при условии идеальности входящей последовательности получим
Р (zd = Р (xt) р (хи1) р (х£_?)
или, подставляя |
р (х£) = р (х^у) = р (х£_ 2) |
— • • • = p t окон |
чательно р (д,) = |
р 3. Заметим, что эта схема |
реализует операцию |
возведения переменной в третью степень и в том случае, если вто рой элемент задержки подключается к выходу первого конъюнкчора (эта связь показана на рисунке штрихами).
Если тА= 1, а т2 = 2, то
Z; = х (Xi ^\Х£.о'Г/-к-
Z;+1 — Xi+yX£Xi „уХ/_2,
Zn ---х пх п-\х п-2х п-Ь
и
Таким образом, схема на рис. 27 содержит на один вентиль меньше,, чем схема на рис. 28, когда они обе работают в режиме возведения переменной в четвертую степень.
В связи с этим представляет интерес разработка алгоритмов умножения многих переменных или возведения переменной в це лую степень на стохастических умножителях, приводящих к мини мальным затратам оборудования.
Запишем выражения этих интересующих нас операций:
* 01Х < А з ' ■' -^-0mi |
|
|
||||
Х0Х0Х0 . . . X 0= Xf , |
|
(2.41} |
||||
X di vd2 |
X т |
|
|
|||
|
0 1 Л 02 |
|
|
|||
|
|
|
• • ■Л- от> |
|
|
|
где все показатели и т — вещественные и целые числа. |
Х о1 яв |
|||||
Машинными отображениями истинных |
переменных |
|||||
ляются соответствующие вероятности р (х,-). |
Если область |
машин |
||||
ных переменных р (хг) |
£ (0, |
1) |
совпадает с диапазоном изменения |
|||
истинных переменных |
X oi, |
то соотношения |
|
|
||
Р Ы Р (х2) р (х а) . . . р (хт), |
| |
|
||||
Р (х) р {х )р {х ) |
. . . |
р (х) = рт(х), |
(2.42) |
|||
Ы |
pd‘ (х2) |
. . , |
pdm(xm) |
J |
|
фактически определяют алгоритмы вычисления функций системы (2.41). Следовательно, первое уравнение системы (2.42) может быть реализовано на некотором количестве N 0 г-входовых венти
лей И. Если г = |
т, то используется один такой элемент. |
В силу того, |
что стохастические элементы с раздельными вхо |
дами не имеют памяти, первая задача (умножение т различных переменных) решается за один шаг вычислений.
При этом количество r-входовых элементов И, требуемое для
вычисления произведения т различных переменных, |
равно [73] |
Г т — 1 ~ |
(2.43) |
= L j— 1 J 7 |
где символ [а] обозначает число а взятое по избытку до ближай шего целого.
Доказательство можно провести индукцией по г. При г = 2 каждый элемент выполняет одну операцию умножения. Поэтому общее число элементов определяется числом операций, необходи мых для умножения т переменных, т. е. N 0 = т — 1. При г = 3 каждый элемент выполняет две операции умножения, т. е. потре буется вдвое меньшее число элементов, и т. д. Ясно, что при г > 2 для некоторых т не все N 0r входов логической схемы окажутся занятыми. Для определения количества избыточных входов L 0 .
удобно |
воспользоваться выводом признаков делимости чисел |
т — 1 |
на г — 1 [9]. |
5 7 ;
Из |
|
|
|
to- 1 |
= &s10s-1 + &s.110s”2+ |
. . . + ^ - 1 , |
|
замечая, что 10 ~ |
О (mod 2), имеем |
|
|
|
т — 1 = J Ъ1— 1 1 (mod 2). |
|
|
■Следовательно, Ъг — 1 = t + 2q, где |
q — целое, а 0 ^ t |
2, |
откуда вытекает, что при перемножении нечетного числа перемен ных на трехвходовых элементах используются все входы; если т — четное, то не используется один вход.
Замечая, что 10 |
1 (mod 3), имеем |
т,— 1 = |
bs -f- bs_t + . . . -f Ъ1 — 1 (mod3). |
Рис, 29. Зависимости количества |
двухвходовых |
||
(— ) и |
трехвходовых (—) стохастических умножи |
||
телей, |
требуемого для умножения т различных пе |
||
ременных (1) и возведения переменной в натураль |
|||
|
ную степень т (2) |
|
|
Представим правую часть сравнения в виде |
|||
|
fes + frs- i + |
. ••+&i — 1 = |
3 ? !-f-£lt |
где q t — целое, |
а 0 ^ |
<( 3. Тогда L 0 — |
Следовательно, при перемножении т переменных на четырех входовых элементах все входы будут использованы, если сумма цифр, изображающих т, минус единица кратна трем. Например,
если т = 23, то 3 qx + jtx = 3 -7 + 2, откуда |
L Q= 2. |
Рассуждая аналогично, можно определить |
величину L 0 для |
иных г.
На рис. 29 показаны зависимости N 0 от т при использовании двухвходовых и трехвходовых стохастических умножителей в ре жиме перемножения т переменных.
Теперь перейдем к рассмотрению умножителей, содержащих на входах развязывающие триггеры (рис. 25, 27).
5 8
Представим т в системе счисления с основанием г
m = bs+1rs + bsrs~1-{- . . . + & ! •
Тогда минимальное число r-входовых стохастических умно жителей, с помощью которых можно вычислить р т{х), равно
|
S+1 |
bi~- s ( r — D — 1 |
|
|
2 |
|
|
#0 = |
;=1 |
0. |
(2.44). |
|
Действительно, из разложения т по степеням г вытекает, что-
сомножитель вида rs |
реализуется на s г-входовых элементах, со |
множитель вида г*-1 |
— на s — 1 элементах и так далее. Иными |
словами, все целые |
степени г разложения вычисляются на S'- |
r-входовых элементах. |
|
Теперь остается задача о суммировании |
|
|
и — bs+i + bs + . . . + &i |
чисел, среди которых могут быть |
и равные: fcs + 1 чисел равных rs,. |
bs чисел равных rs-1 и т. д. С |
рассматриваемой точки зрения |
задача сложения и чисел на стохастических умножителях ничем |
|
не отличается от аналогичной задачи умножения и чисел. Поэтому,, |
применяя формулу (2.43), получим
что и дает искомый результат (2.44).
На рис. 29 представлены зависимости iV0 от т, вычисленные* по формуле (2.44) для случаев использования двухвходовых и трехвходовых умножителей. Отметим, что для некоторых т (4, 8, 16 и т. д.) затраты оборудования одинаковы.
Определим разницу в оборудовании при вычислениях по фор мулам (2.43) и (2.44)
s+1
т —^ bi— s (r—1)
Разложив т по степеням г, получим
ANo = j~ |
fe»+i 9 s- l ) |
+ M r s- 1- i ) + |
• • • + Ы г - 1 ) - « ( г - ч ) |
j ^ (2.45) |
|||
после чего исследуем числитель этой дроби. |
|
|
|||||
При s = |
0 AiV0 = |
0, |
т. е. формулы (2.43) и (2.44) |
дают одина |
|||
ковый |
результат. |
0 лишь в том случае, когда b2= |
|
|
|||
При s = |
1 ДУ0= |
1. |
Если же- |
||||
Ь2 > 1 , |
то |
A7V0 > 0 . |
Учитывая |
независимость ДУ 0 |
от Ь1г |
5 3