книги из ГПНТБ / Тарушкина Л.Т. Статистическая оценка параметров управляемых систем с помощью ЦВМ
.pdfГлава VI
ДИАГНОСТИЧЕСКИЕ ПРОЦЕДУРЫ, ОПРЕДЕЛЯЮЩИЕ СОСТОЯНИЕ ЦВМ
25. СТАТИСТИЧЕСКИЕ ТЕСТЫ ДИАГНОСТИКИ
ЦВМ ПРИ РЕШЕНИИ ДИНАМИЧЕСКИХ ЗАДАЧ
Детерминированные методы программного контроля* Управ ляющая ЦВМ, входящая в контур управления автоматической системы, решет набор алгоритмов, связанных с управлением си стемой. Одним из основных требований, предъявляемых к алго ритмам, реализуемым с помощью ЦВМ, является точность выдачи результатов управляющей ЦВМ. Для проверки достоверности выданного результата, полученного в процессе работы системы управления, применяются программные методы системы контроля.
Метод двойного или кратного счета. Суть метода сводится к проверке правильности решения путем двойного или кратного просчета алгоритма. Недостатком метода является неполнота контроля, так как ЦВМ может работать неисправно, допуская
одну и ту же систематическую |
ошибку. |
Алгоритмический контроль, |
использующий усеченный алго |
ритм решения.ч Отметим, что |
лишь для отдельных алгоритмов |
результаты счета основного алгоритма достаточно близки к усе ченному алгоритму. В этом состоит слабая сторона метода кон троля по усеченному алгоритму.
Метод, основанный на разработке аналитических условий,
позволяющих контролировать правильность вычислений. Эффек тивный контроль, основанный на проверке аналитических условий, возможен лишь для отдельных алгоритмов [15].
Метод |
контрольного |
суммирования. |
Суть метода состоит |
в том, что |
подсчитывается |
и запоминается |
в ЦВМ контрольная |
сумма всех чисел, входящих в контролируемый массив. Такого рода контроль не является полным, так как в случае наличия нескольких ошибок в контролируемом массиве контрольная сумма может совпасть, хотя и имеются ошибки в контролируемом мас сиве.
|
Указанные формы контроля |
являются |
детерминированными. |
|||
Они позволяют с |
помощью специальных |
программ, входящих |
||||
в |
состав тестовых |
задач, |
проверить правильность |
решения. |
||
|
Постановка задачи статистической диагностики. Наряду с де |
|||||
терминированными |
методами |
контроля |
широко |
используются |
||
и |
статистические |
методы |
[ 8 ] . |
|
|
|
160
Рассмотрим следующую задачу. Пусть в управляющей ЦВМ реализуется алгоритм, основанный на вычислении операторного соотношения вида
F (t,Y |
X (i), teT, |
( V I . 1) |
где F — известный оператор, зависящий от указанных аргумен тов; X (t) — известное входное воздействие; Y (t) — выходное воздействие.
Будем предполагать, что входное воздействие X (t) вводится в ЦВМ без ошибок. Такой случай может наблюдаться, например, когда устройство ввода работает исправно и его диагностика не проводится. Тогда в ЦВМ вместо операторного соотношения вида (VI.1) фактически реализуется оператор
|
|
|
Fk (t, Yk |
(t)) = |
X (f), |
teT, |
|
(VI.2) |
|
где |
индекс |
k указывает |
состояние |
ЦВМ: |
k = 0 — |
состояние |
|||
исправности |
ЦВМ, |
k —'Л — состояние |
неисправности; |
||||||
F/t |
t^> |
Yk(t)\— |
оператор, фактически реализуемый в ЦВМ |
||||||
вместо |
оператора F |
(t, |
Y (t); |
Yk (t) |
— фактический |
выход си |
|||
стемы. . |
|
|
|
|
|
|
|
||
|
Для |
того |
чтобы |
провести стохастическую |
диагностику ЦВМ, |
с помощью которой следует установить, в каком состоянии нахо дится ЦВМ, подадим на вход оператора ( V I . 1) некоторое допол- . нительное случайное воздействие с известными статистическими характеристиками. Пусть дополнительное воздействие есть W (t);
тш (t), |
Kw [t\, |
t2) |
— его |
моменты |
распределения |
первых двух |
||||||||||
порядков. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
Для |
построения |
теста |
|
стохастической |
диагностики |
наряду |
||||||||||
с оператором |
( V I . 1) |
рассмотрим |
операторы |
|
|
|
||||||||||
|
|
|
F |
U, |
Y, (t)} |
- |
X (t) |
+ |
W (t), |
t 6 |
T, |
|
(VI.3) |
|||
если |
F—линейный |
|
оператор относительно Yx (t); |
|
||||||||||||
|
|
|
|
|
F(t,Y2(t) |
|
= |
W(l), |
teT, |
|
|
|
(VIA) |
|||
если |
F—нелинейный |
|
оператор |
относительно |
Y% |
(t). |
|
|||||||||
Здесь Y\ |
(/), |
Y2 |
(i) |
— |
выходные |
воздействия. |
|
(VI.3), |
||||||||
Аналогично оператору.(VI.2), в ЦВМ вместо операторов |
||||||||||||||||
(VI.4), |
реализуются |
соответственно |
операторы |
|
|
|
||||||||||
|
|
Ft |
U, Ykl |
|
(t)] |
-= |
X (t) |
+ |
W (t), |
* (E T, |
|
|
(VI.5) |
|||
|
|
|
Fk |
It, Yk2(t)] |
|
= |
W{th |
te |
T. |
|
|
(VI.6) |
Задача стохастической диагностики ЦВМ состоит в том, чтобы по результатам выходных воздействий Ykl (t), Yk2 (t) построить диагностический тест, с помощью которого можно определить, в каком из двух состояний — исправном или неисправном — на ходится. ЦВМ, т. е. определить, какое значение 0 или 1 принимает индекс k.
11 Л. Т. Тарушкнна |
• |
161 |
Воздействие W (i) вырабатывается с помощью управляющей ЦВМ. Все необходимые данные о решениях, содержащих воздей ствие W (t), хранятся в памяти ЦВМ, а не передаются в контур управления автоматической системы.
Выработка дополнительного воздействия в ЦВМ. В качестве дополнительного воздействия W (f) возьмем нормально распре деленный процесс с известными моментами распределения. Рас смотрим два класса процессов:
1) стационарный процесс W (I), обладающий свойством эрго дичности;
2) процесс W (I), имеющий независимые приращения.
Для получения стационарного процесса W (t) в ЦВМ восполь
зуемся |
каноническим разложением |
(1.37). |
Тогда |
|
|
|
||||||
|
|
" |
|
|
|
|
|
|
' JIV |
|
|
|
|
W(t) — |
xv cos cov |
t -f- yx |
sin ©у t, |
wv = |
^r- |
• |
|
(VI.7) |
|||
|
v = l |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
где xv, |
yv — некоррелированные |
случайные величины, для |
ко- |
|||||||||
торых |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
М xvX |
x v 2 = М yv\ yY2 = М xv yyi |
= О, |
|
|
|
|
|||||
|
|
Mxv |
= |
Myll= |
|
О, |
|
|
|
|
|
|
|
|
м 4 i |
= |
м |
yli |
= |
i |
|
|
|
|
|
|
|
K = f v 2 J |
V, ( - 1 = 1 , л). |
|
|
|
|
|
||||
Выборочные значения для случайных величин xv, |
г/д |
получим |
||||||||||
с помощью датчика |
случайных |
чисел, |
учитывая |
при этом, |
что |
|||||||
xv< Ун—нормально распределенные |
случайные |
величины. |
|
|||||||||
Для построения процесса W (/), имеющего,независимые прира |
||||||||||||
щения, достаточно в каждый дискретный момент времени |
опре |
|||||||||||
деляемый последовательностью (11.34), положить |
|
|
|
|||||||||
|
|
W(tt) |
|
= |
t |
zv, |
|
|
|
|
' (VL8) |
|
|
|
|
|
|
v = l |
|
|
|
|
|
|
|
где zv — независимые нормально распределенные случайные ве
личины: |
Mzv |
= 0, |
Mzl = 1. |
Для |
построения |
диагностического теста из двух воздействий |
|
(VI.7), (VI.8) |
выберем то, с помощью которого получается наиболее |
простое условие контроля с точки зрения его реализации на ЦВМ. Построение алгоритма диагностического контроля. Предполо жим, что для управления автоматической системой следует вы числить в ЦВМ оператор ( V I . 1) в некоторых точках tc 6 Т, обра зующих неубывающую последовательность (11.34). Для диагно стирования ЦВМ вычислим в ЦВМ либо оператор (VI.3), либо оператор (VI.4), в зависимости от того, линеен или нет оператор F. Вычисления проведем в некоторых точках t), взятых из последова тельности (П.34), при этом все необходимые данные для вычисле-
162
ния операторов (VI.3), (VI.4) в точке t) возьмем из оператора ( V I . 1), значения которого известны для всех моментов времени t. ^ t{. Таким образом, для некоторой последовательности моментов вре мени
|
|
|
|
0^t[<...<t'h^T, |
|
|
|
|
|
(VI.9) |
||
входящей в последовательность (11.34), имеем |
решение |
опера |
||||||||||
тора ( V I . 1) |
и соответственно |
либо оператора (VI.3), либо |
опера |
|||||||||
тора (VI.4), т. е. для последовательности моментов времени |
(VI.9) |
|||||||||||
имеем |
последовательность |
значений |
выходных |
координат |
|
|||||||
|
|
|
Уи (•'!), |
Yk(t2) |
|
|
Yk{t'h), |
|
. |
(VI. 10) |
||
|
|
|
M ' |
i ) , |
Ykr{Q |
|
|
Ykr(Q, |
|
|
( |
|
где |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
[ 1, если |
F— |
линейный оператор, |
|
|
|
||||||
' ~~ 1 2, |
если |
F — нелинейный |
оператор. |
|
|
|
||||||
Заметим, |
что |
значения |
последовательности |
( V I . 11) |
являются |
|||||||
выборочными значениями некоторого случайного |
процесса Ykr (t). |
|||||||||||
Так как оператор .F известен, а входное |
воздействие W |
(t) |
имеет |
|||||||||
известные моменты распределения, то можно предположить, что |
||||||||||||
известны и моменты распределения процесса |
Ykr (t). Действи |
|||||||||||
тельно, |
данные |
о значениях |
моментов |
распределения |
процесса |
|||||||
Ykr (t) |
можно получить до начала |
работы системы управления, |
||||||||||
используя методы определения моментов распределения, приме |
||||||||||||
няемые на стадии проектирования |
автоматических систем. Отсюда |
следует, что условия диагностического контроля можно получить из условий, определяющих значения моментов распределения
процесса |
Yk |
(I). |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
1. Пусть Ykr(t) |
— |
стационарный |
процесс, |
обладающий |
свой |
||||||
ством эргодичности. |
Вычислим |
в ЦВМ |
интегралы |
|
|||||||
|
|
|
|
- |
'А |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
-р- |
\ Ykr (0 |
dt — |
inykr, |
|
|
|
|
|
|
|
|
hi о |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
4 - |
h, |
\ |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
f [Ykr —tUykrYdl |
= |
оЦг- |
|
|
|
|||
|
|
|
hi о |
|
|
|
|
|
|
|
|
Составим |
функционал |
|
|
|
|
|
|
||||
V = [mukr~MYkr |
|
( О ] 2 + |
\<ttr-M |
[Yl{r(t)-MYlir(t)]2}2. |
|
(VI.12) |
|||||
Функционал |
( V I . 12) |
будем рассматривать |
как |
условие |
кон |
||||||
троля за |
работой |
ЦВМ. |
А именно: если |
V < |
е, где |
е > 0 — до |
пустимая точность, предъявляемая к работе ЦВМ, то ЦВМ ра ботает исправно, следовательно, k = 0; если V ^ 8, то ЦВМ ра ботает неисправно, следовательно, k — 1.
п * |
163 |
Такие параметры, как величина отрезка [0, t'k\, количество точек в последовательности (VI.9), задание величины е, являются входными данными алгоритма статистического диагностирования
ЦВМ, их значения определяются |
исходя из точности, |
заложенной |
||
в ЦВМ при ее проектировании, |
и уточняются |
в |
процессе от |
|
ладки |
ЦВМ. |
|
|
|
2. |
Пусть Ykr (t) — нормально |
распределенный |
процесс, имею |
щий независимые приращения. Рассмотрим задачу идентифика
ции моментов распределения процесса |
Ykr |
(/) по выборочным зна |
|||||||
чениям |
реализации |
( V I . 1.1) с |
помощью |
статистической |
проверки |
||||
гипотез |
(см. п. 8). Для |
этого |
составим случайные |
величины |
|||||
|
|
|
Zi = |
Ykr{ix) |
— |
MYkr{t\), |
|
|
|
= |
Ykr (t,) - |
Ykr |
(/;_0 - |
MYkr (t't) |
+ |
MYkr (t't-i) |
(t = |
2, h). |
|
Образуем статистики (11.45), которые определяют случайные |
|||||||||
величины v, (t = |
1, |
/г). |
|
|
|
|
|
|
Ставится гипотеза Я: значения v( являются выборочными зна чениями объема /г, полученными из генеральной совокупности, отвечающей случайной величине v, имеющей нормальный закон распределения с параметрами Mv = 0, Mv2 = Mz\.
Используя соотношения (11.48), (11.49), получим, что для ги
потезы Я |
критическая |
область |
уровня |
а |
равна |
_ |
|
|||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
1 |
|
|
где |
постоянная |
с0 |
определяется |
согласно |
условию |
(11.46); |
для |
|||||
гипотезы |
Mv2 = |
|
Mz\ |
область |
принятия |
гипотезы |
|
|
||||
|
|
* |
< |
- 5 |
г |
| ) ( " |
- |
Т § ' |
< ) |
• < * |
(V .. I4) |
|
где |
постояннные |
|
с ъ |
съ |
определяются |
согласно условию (11.47). |
||||||
|
Условия ( V I . 13), |
( V I . 14) являются |
условиями |
контроля, |
по |
зволяющими производить диагностику ЦВМ. Действительно, если при заданном значении а выполняется неравенство, проти
воположное |
неравенству |
( V I . 13), |
а также выполняется |
неравен |
ство ( V I . 14), |
тогда гипотеза Я принимается, а это означает, что |
|||
моменты распределения |
процесса |
Ykr (t) соответствуют |
моментам |
распределения этого процесса, вычисленным в ЦВМ за отрезок времени, равный [0, ti\\. Таким образом, если гипотеза Я прини мается, то это означает, что ЦВМ работает исправно, т. е. к = 0; если гипотеза Я отклоняется, то это означает, что ЦВМ работает неисправно, т. е. к = 1.
3. Пусть Ykr (t) — мартингал имеющий нормальный закон распределения, приращения которого также нормально распреде-
164
лены. Тогда условия контроля, определяющие диагностику ЦВМ,
аналогичны |
условиям |
( V I . 13), ( V I . 14). |
|
|
|
4. Пусть |
Ykr (t) — произвольный |
случайный |
процесс. Вычис |
||
лим в ЦВМ |
оператор |
Fk Wi, Ykr (tl)] |
для всех |
точек U, |
взятых |
из последовательности |
(VI.9). Для |
определения |
близости |
в ста |
тистическом смысле между величиной, поданной на вход оператора
( V I . 1) в |
момент |
времени, |
равный |
1\, |
и |
самим оператором |
|||
Fk (t'i, Ykr |
(ti)) |
произведем |
статистическую |
обработку |
значений |
||||
операторов |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
УшШ |
'- = 2, |
|
|
|
|
|
Fk(t'n |
Ykl(t'{)-Yk(t'[)), |
r . = l , |
|
||||
Если W (i) |
— |
стационарный процесс, тогда |
условия |
контроля |
за работой ЦВМ определяются с помощью функционала, аналогич
ного функционалу |
( V I . 12). |
|
Если |
W (t) — процесс с независимыми приращениями, тогда |
|
условия |
контроля |
за работой ЦВМ определяются аналогично |
условиям |
( V I . 13), |
( V I . 14). |
Заметим, что для программного контроля основными крите риями, определяющими оптимальность контроля, являются до стоверность контроля и простота алгоритма контроля. С точки зрения простоты алгоритма контроля, при одном и том же числе точек последовательности (VI.9), лучше формировать в ЦВМ до полнительное воздействие W (i), являющееся стационарным про цессом, обладающим свойством эргодичности. Однако, если число точек в последовательности (VI.9) мало, то лучше формировать воздействие W (t) как процесс, имеющий независимые приращения.
На основании алгоритма контроля в ЦВМ составляется диаг ностический тест, проверяющий работу ЦВМ за время, равное Т. Тест включается в некоторый момент времени t\, отвечающий по следовательности (VI.9). Согласно тесту вычисляются данные, входящие в алгоритм контроля, и тест отключается. Вычислен ные значения поступают в ЗУ и там хранятся до тех пор, пока не поступят все данные с теста, отвечающие всем моментам времени, входящим в последовательность (VI.9). После момента времени, равного t'h, составляется условие контроля, определяющее со стояние ЦВМ за время работы системы управления, равное Т. Поэтому наиболее целесообразно моменты включения теста вы
бирать равномерно |
по |
всему промежутку |
[О, |
Т\. |
|
|
||
Пример. |
Проведем идентификацию состояния ЦВМ в процессе |
|||||||
решения линейного |
дифференциального |
уравнения |
( I I I . 2 ) . |
|||||
Пусть |
y t l (t) есть |
решение |
уравнения |
|
|
|
||
|
Ak(t)LYkl(t) |
= X{t) |
+ W(f), |
teT. |
- |
^ |
( V I . 15) |
|
Для каждого момента времени, взятого из последовательности |
||||||||
(VI.9), исходными данными в уравнении ( V I . 15) являются |
данные |
|||||||
уравнения |
( I I I . 2 ) . |
|
|
|
|
|
|
|
165
Вычислим в ЦВМ значения
bk(t'i)L-\Ykl(tt) |
— Yk(t't)\, (/ = Т7Л),. |
(VI.16) |
где моменты времени /,: взяты из последовательности (VI.9). Используя условия ( V I . 13), (VI.14), 'проверим гипотезу Н:
выборочные значения ( V I . 16) отвечают случайной величине v, моменты распределения которой равны Mv — 0, Mv2 = Mz\- Если гипотеза Н при данном уровне значимости а верна, тогда ЦВМ работает исправно; в противном случае ЦВМ работает не исправно.
Идентификацию состояния ЦВМ можно провести, используя метод выборочного контроля Лемана по количественному приз
наку |
[17] |
. Для |
этого |
рассмотрим |
случайные |
величины |
( V I . 16). |
||
Обозначим |
через |
V |
(t) |
случайный |
процесс, |
который |
в |
точках |
|
t = |
tl совпадает |
со |
случайными величинами |
( V I . 16), |
т. |
е. |
уравнения |
( I I I ."(О = |
М 0 ) Ч |
у |
« ( О - М О Ь |
|
|
||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Исходя |
из |
требуемой |
точности, |
предъявляемой |
к |
решению |
||||||||
|
|
|
2 ) , зададим область правильного решения, опре |
|||||||||||
деляемую |
неравенствами — |
иг |
•< U (t) < |
и2, |
где |
ult |
и2— за |
|||||||
данные числа. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Зададим |
два |
числа |
р 0 |
1 , |
р02 |
такими, |
чтобы |
р02 |
> |
р01. |
||||
Рассмотрим |
|
вероятности |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
|
Pi |
= |
P\—Ui<U(t)}, |
|
|
|
p, |
= |
P\U(t)^u2\. |
|
Проверим две вспомогательные гипотезы: Н\, согласно которой Р\ < P o i ; H-i, п ° которой р 2 ^ р 0 2 . В [17] получена следующая критическая область отклонения гипотезы Н[:
VF(u—Ui) |
= > съ |
7 |
( А - - 1 ) £ ( £ / ( 0 - й ) я
£ / = 4 2 </(',).
1=1
Аналогично, критическая область отклонения гипотезы Н2:
* - |
- > С - |
Постоянные с ъ с2 определяются из условия
\pL{t)dt = aL ( i = l , 2),
166
где pt (I) — плотность распределения дроби Стьюдента с (h — 1) степенями свободы; а,- — критический уровнь гипотезы Н;.
Идентификация состояния ЦВМ осуществляется с помощью гипотез Ни Я 2 . Если выборка ( V I . 16) такова, что имеет место одновременное принятие двух гипотез Я х и Я 2 , тогда ЦВМ рабо тает исправно, причем вероятность исправной работы либо больше, либо равна р.10—р10. Предположим, что хотя бы одна из гипотез Я,-(/ = 1, 2) не выполняется; это означает, что хотя бы с одной стороны нарушается неравенство, определяющее область правиль ного решения, а значит, ЦВМ работает неисправно.
26. РЕШАЮЩИЕ ПРАВИЛА |
ИДЕНТИФИКАЦИИ |
|
ДВОИЧНЫХ СИМВОЛОВ |
||
В СИСТЕМАХ |
С |
ИЗБЫТОЧНОСТЬЮ |
i |
Одна из возможностей |
|
Резервирование управляющих ЦВМ. |
получения достоверных результатов, поступающих с управляю щей ЦВМ, состоит в резервировании ЦВМ (рис. 12). Число ре
зервированных ЦВМ |
определяется |
надежностью |
каждой ЦВМ,- |
' |
(i = 1, р), а также |
требованием, предъявляемым |
к вероятности |
|
|
Ц В М ! |
|
|
|
|
ЦВМ 2 |
РУ |
|
|
Ц В М „
Рис. 12. Резервирование управляющих ЦВМ:
ЦВМ ,, ЦВМ, резервированные ЦВМ; РУ — решающее устройство
получения правильного результата решения задачи с использо ванием избыточных данных, поступающих с резервированных ЦВМ. Будем предполагать, что число резервированных ЦВМ за
дано. |
|
|
|
|
Пусть некоторая задача |
решается одновременно |
на s |
ЦВМ,- |
|
(i = 1, s), s < р . Обозначим |
через У,- (tj) |
решение, |
поступающее |
|
с ЦВМ,- в РУ в момент времени, равный tj. |
Значение |
У,- (tj) |
пред |
ставляет собой один из двоичных символов, 0 или 1 % Таким обра зом, на вход РУ в каждый момент времени tL поступает s символов
Yx(tj) rYs(ti), s < r . ( V I . 17)
167
Символы ( V I . 17) могут быть различные, т. е. одновременно в РУ с различных ЦВМ поступают символы как 0, так и 1. Задача решающего устройства состоит в том, чтобы реализовать алго
ритм решения, позволяющий из двух |
символов |
0 |
и |
1 |
идентифи |
|||||
цировать |
.истинный |
символ. |
|
|
|
|
|
|
||
Если |
надежность |
ЦВМ£ |
для всех |
L одинакова, |
то |
в |
качестве |
|||
решающего |
правила |
идентификациии |
символов |
|
( V I . 17) |
можно |
||||
взять правило большинства |
голосов. |
Согласно |
этому |
правилу, |
||||||
в каждый момент времени tj подсчитывается число ЦВМ£, |
кото |
|||||||||
рые выдали |
символ |
0 и символ 1. Истинным символом |
является |
тот, который в момент времени tj имеет большинство ЦВМ. Для того чтобы правило большинства голосов было оптимальным, необходимо, чтобы вероятность того, что большинство ЦВМ дает неверный результат, была достаточно мала. Если s—четное число и число голосов за и против одинаково, то решающее устрой
ство выдает команду либо на повторный |
просчет задачи, либо на |
|
переход к проверке исправности ЦВМ£ |
с помощью тестовых |
|
задач. • |
|
|
Наибольший интерес представляет тот |
случай, когда |
ЦВМ£ |
(i = 1, s) имеют различную надежность, значение которой, |
вообще |
говоря, неизвестно. В дальнейшем будем рассматривать только этот случай.
Пусть за промежуток времени, равный [0, t], ЦВМ£ выдает
вРУ последовательность вида
|
|
>'.&), |
YiVj, |
• • - м |
и |
|
t,e[t,Ti, |
|
(vi.is) |
|
где i—номер |
устройства, |
выдающего |
двоичный |
символ; |
tj — |
|||||
момент выдачи. |
|
|
|
|
|
|
|
|
||
Будем |
предполагать, |
что |
последовательность |
( V I . 18) |
посту |
|||||
пает на вход |
РУ с одним |
и тем же шагом |
дискретности. |
|
||||||
Допустим, |
что ошибки, |
возникающие |
в |
последовательности |
||||||
( V I . 18), |
представляют |
собой стационарный |
процесс Пуассона, |
а именно: если W£ {t) — процесс возникновения ошибок в после
довательности |
( V I . 18), тогда вероятность того, что за |
промежуток |
|||||||||||
[О, |
/ ] |
произойдет |
v ошибок, |
равна |
|
|
|
|
|
||||
|
|
|
|
P[Wl(t) |
|
= |
y\=—^—, |
|
|
|
(VI.19) |
||
где |
Х£ |
>• 0 — |
известный |
параметр; |
I-—-фиксировано. |
|
|
||||||
|
Будем так же предполагать, что возникновение ошибок в по |
||||||||||||
следовательностях |
( V I . 17), |
( V I . 18) |
не |
зависит |
от |
того, |
какой |
||||||
истинный символ поступает |
на вход |
РУ, |
О или 1. |
|
|
|
|
||||||
|
Заметим, что распределение ошибок по закону Пуассона в по |
||||||||||||
следовательности |
( V I . 18) |
и |
определение параметров К£ |
можно |
|||||||||
проверить с помощью тестовых задач, для которых |
решения |
Y£ (tj) |
|||||||||||
известны. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
Построение решающего правила. Пусть на промежутке |
[t, |
Т] |
||||||||||
на |
вход РУ |
поступает двоичная последовательность |
( V I . 18) |
и |
168
пусть
(VI.20)
— последовательность моментов времени, в которые хотя бы одно из s устройств выдает символ, отличный от символов других устройств.
Будем предполагать, что для любого момента времени одно временное появление ошибок в различных ЦВМ представляет со бой независимые события и что зависимость между ошибками наблюдается только внутри одной и той же ЦВМ{. Отсюда сле дует, что, увеличивая,, в случае необходимости число s, можно г достичь того, что вероятность одновременного появления ложных символов во всех Z(5jW(- достаточно мала и ею можно пренебречь.
Из сделанного.предположения следует, что все ошибки в двоич ных символах могут быть только среди моментов времени, ука занных в последовательности (VI.20).
Для идентификации ошибок воспользуемся следующим ре зультатом [17]. Пусть их, и2, ия, . . . — промежутки времени до наступления первой, второй и т. д. ошибок в последовательности (VI.20) и пусть ошибки распределены по закону Пуассона с па
раметром X = [20 ] " 1 , тогда |
|
|
UjO-1, |
(«а —И0 в"1 , (ия — u2)B~l |
(VI.21) |
являются независимыми величинами, каждая из которых имеет
распределение хи-квадрат с |
двумя |
степенями |
свободы; |
вели |
|||||||
чина ur 0~ 1 |
имеет |
распределение |
хи-квадрат с 2г |
степенями |
сво |
||||||
боды. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Будем производить идентификацию символов в каждой точке |
|||||||||||
последовательности (VI.20). |
Возьмем, |
например, |
точку |
t[. |
Для |
||||||
точки t\ возможны две гипотезы: |
Н0 |
(ti) — ложным |
является |
||||||||
символ 0; НХ(Ц)— |
ложным |
является |
символ 1. |
|
|
|
|||||
Пусть |
найдено |
правило |
проверки |
гипотез |
Н0 |
(ti), |
Нх |
{({), |
|||
дающее решение d0[(ti), |
dxi |
(ti) |
соответственно |
для |
каждой ги |
потезы (здесь индекс / означает номер ЦВМ). Каждое из решений
d0i (t[), |
dXi (t{) назовем составным решением. |
Для |
всех значений i (i = 1, s) подсчитаем решения, дающие |
ложный символ 0, а также решения, дающие ложный символ 1. Пусть в пользу символа 0 имеется п составных решений, в пользу символа 1 — in составных решений. В силу полной независимости решений dQl, dXi, d0]-, dxj (i =j= j) окончательное решение D (ti) принимает символ 0 как ложный, если п >> пг\ решение в пользу символа 1 как ложного символа, если п < т . Если.га = tn, то символы 0 и 1 равновероятны, для принятия решения необходим повторный просчет. Такое правило принятия окончательного ре-
.шения может быть названо правилом большинства голосов со ставных решений.
1. Решающее правило, основанное на использовании статистик, имеющих распределение хи-квадрат.
169