Синтез матрицы переходных вероятностей конечной марковской цепи, описывающей процесс информационного обмена в соединении «Точка-точка» методом фиктивных состояний
Автор: Тоискин В.Е., Москвин А.А.
Журнал: Инфокоммуникационные технологии @ikt-psuti
Рубрика: Теоретические основы технологий передачи и обработки информации и сигналов
Статья в выпуске: 3 т.19, 2021 года.
Бесплатный доступ
Особенностью процесса обмена информацией в сетях передачи данных в сложной помеховой обстановке является его случайность. Традиционно такой процесс моделируется на основе аппарата теории конечных марковских цепей. При этом классический подход к определению характеристик процесса доведения сообщений не позволяет учитывать реальное время. Данный недостаток устраняется с использованием метода фиктивных состояний. В настоящей работе на базе системного анализа выявлены закономерности построения матрицы переходных вероятностей поглощающей конечной марковской цепи с использованием метода фиктивных состояний при моделировании процесса доведения пакетов сообщений в сетях передачи данных с соединением типа «точка-точка». Закономерности построения позволили сформулировать правила автоматизированного синтеза данной матрицы. Рассмотрено использование предложенных правил для нахождения вероятностно-временных характеристик информационного обмена между узлами сети.
Сеть передачи данных, поглощающая конечная марковская цепь, соединение типа «точка-точка», фиктивное состояние, матрица переходных вероятностей, уравнение колмогорова - чепмена
Короткий адрес: https://sciup.org/140290761
IDR: 140290761 | DOI: 10.18469/ikt.2021.19.3.11
Текст научной статьи Синтез матрицы переходных вероятностей конечной марковской цепи, описывающей процесс информационного обмена в соединении «Точка-точка» методом фиктивных состояний
Большинство сетей передачи данных (СПД) в настоящее время основано на пакетной коммутации. Для реализации заложенных в такие СПД алгоритмов функционирования сообщения, передаваемые между потребителями, фрагментируются на протокольные единицы данных, которые в общем случае называются пакетами (П). При этом в процессе доставки П возможны их искажения или потери, что приводит к снижению достоверности. Для обеспечения гарантированного информационного обмена осуществляется применение различных механизмов адаптации к условиям обстановки (помехоустойчивое кодирование, изменение интенсивности выдачи пакетов в СПД и др.), и используется обратная связь в виде отправки квитанций (Кв) на принятые пакеты [1; 2]. Таким образом, процесс доставки каждого П сообщения является случайным. Количество повторов П, Кв и временные интервалы между ними определяются конкретным протоколом информационного обмена (ИО), однако в целом изменение состояния всего процесса доведения осуществляется в дискретные моменты времени, определяемые моментами прихода П или Кв, а также выдачи их повторов. Особенностью доставки пакетированного сообщения является отсутствие у него последействия ‒ переход из состояния в состояние зависит только от того, в каком состоянии процесс находится в данный момент времени, и не зависит от того, как он в это состояние пришел. В связи с указанным распространенным научно-методическим аппаратом, применяемым для исследования вероятностновременных характеристик доставки сообщений в СПД, является теория конечных марковских цепей (КМЦ).
В общем случае процесс ИО между узлом-отправителем (УО) и узлом-получателем (УП) представляется в виде соединения «точка-точка» (СТТ) (рисунок 1) [1; 2]. В таком соединении имеется прямой канал в направлении УО-УП и обратный в направлении УП-УО. Указанные каналы имеют свои характеристики по пропускной способности и уровню помех, однако в частном случае можно считать, что эти характеристики совпадают.
В процессе доставки пакетов сообщения в СТТ имеется множество состояний, которое можно разделить на два класса։ переходные и поглощающие. К поглощающим состояниям относится состояние доведения сообщения и состояние не-доведения после возможного количества повторных передач пакетов. Это обуславливает то, что
Рисунок 1. Структурная схема СПД с соединением типа «точка-точка»
при исследовании процесса ИО используются поглощающие КМЦ.
Процесс ИО в СПД оценивается по вероятностно-временным характеристикам (ВВХ) ‒ вероятность доведения сообщения за время, не превышающее допустимое [3‒7]. Определение ВВХ с использованием теории КМЦ осуществляется на основе уравнения Колмогорова ‒ Чепмена (УКЧ):
-
( l ) ( l - 1 )
P d1) = P d ) P [ d , d ], (1) где P d - 1 ) , P^ d ) - векторы вероятностей состояний ПКМЦ соответственно на ( l ‒ 1)-м и l -м шагах, d - число состояний процесса доставки П, P [ d d ] -матрица переходных вероятностей (МПВ). Элементами МПВ являются вероятности доведения (недоведения) до УП пакета ( p п , q п ) и Кв ( p кв , q кв ) на него за один повтор:
p п = ( 1 - p о ) L " ,q п =1 - Р п , (2)
Р кв = ( 1 — p о ) L - q кв = 1 — p кв , (3) где p 0 - вероятность битовой ошибки при доведении П по каналу передачи данных, L п - длина П в битах, L кв - длина Кв в битах.
Особенностью классической теории КМЦ [8] является то, что определение характеристик исследуемого процесса происходит с фиксированными по времени шагами. Такой подход позволяет оценить вероятность перехода случайного процесса в искомое состояние за некоторое число шагов. Однако процесс ИО в СТТ обладает особенностью, заключающейся в наличии разных по времени интервалов доведения П и Кв, а также времени ожидания повторной передачи пакета при его недоведении. Таким образом, применение одинаковых по длительности шагов не позволяет адекватно оценивать временную составляющую.
Для получения адекватных временных характеристик доставки сообщений в работе [3] предложено два метода ‒ метод среднего шага переходов и метод фиктивных состояний. Метод среднего шага основан на введении в рассмотрение понятия матрицы шагов переходов, ненулевые элементы которой показывают время перехода из одного состояния в другое. На основе данной матрицы определяется частный и общий средние шаги переходов, которые позволяют определять ВВХ в масштабе времени, приближенному к реальному. Недостатком данного метода является наличие значительной погрешности при определении временных характеристик исследуемого случайного процесса. Второй предложенный метод позволяет сократить такую погрешность за счет введения дополнительных состояний через кратный интервал времени и дальнейшего

Рисунок 2. Вариант трансформации ГСП при использовании метода ФС использования классического подхода. Такие состояния названы фиктивными (ФС).
Состояние КМЦ Si называется фиктивным, если оно является невозвратным и не поглощаю- щим и имеется только один переход из состояния Si и только в состояние Sj, вероятность которого p*: *•
Количество добавляемых ФС определяется на основе некоторого нормированного шага, алгоритм определения которого следующий. Сре- ди всех шагов переходов, кроме перехода «сам в себя», выделяется наименьший, и все остальные шаги нормируются по нему. Во все переходы с
«длинными» шагами вводятся дополнительно ФС, причем их число равно норме «длинного» шага по отношению к «короткому» без единицы [3; 7]. Вариант трансформации графа состояний и переходов (ГСП) для отношения t п/ t кв = 3 в СПД с СТТ представлен на рисунке 2 при следующих состояниях ГСП КМЦ: S 0 ‒ УО выдал очередной повтор П, но он УП не принят; S 1 ‒ УП принял повтор П и выдал Кв; S 2 ‒ УО квитанцию получил.
МПВ для такого случая преобразуется следующим образом:
р
P [ 3,3 ]
p 00 p 01
p 10 0
p 12
p 22
p 00 |
p 01 |
0 |
0 |
0 |
|
0 |
0 |
1 |
0 |
0 |
|
р P[ 5,5 ] |
0 |
0 |
0 |
1 |
0 |
p 10 |
0 |
0 |
0 |
p 12 |
|
0 |
0 |
0 |
0 |
p 22 |
Если tп не кратно tкв, то определяется временной промежуток, равный наибольшему общему делителю (НОД) [9] tНОД для tп и tкв. Например, если tп = 0,12 си tкв = 0,08 с, то tНОД, по которому будут нормироваться все остальные шаги переходов, равен 0,04 с. При этом в рассматриваемом примере при передаче П будут образовываться два ФС, а при передаче Кв ‒ одно.
Переход в первое ФС некоторого перехода из состояния Si в состояние Sj осуществляется с имеющейся переходной вероятностью, а переходы из одного фиктивного состояния в другое, а также из последнего ФС в искомое состояние Sj происходят с вероятностью 1. Таким образом, во всей КМЦ шаг перехода выравнивается по самому короткому шагу. Последнее позволяет использовать классический подход к нахождению ВВХ КМЦ [3‒8; 11‒14].
Постановка задачи исследования
Как правило, исследование ВВХ процесса ИО в СПД проводится с использованием специально разрабатываемых программ для ЭВМ, для чего решается задача синтеза МПВ. В свою очередь, структура МПВ и значения её элементов зависят от конкретных исходных данных. В таком случае актуальной является задача разработки правил автоматизированного синтеза МПВ. В работах В.А. Цимбала, С.Н. Шиманова, М.Ю. Попова, М.А. Лягина [3‒8; 11‒14] разработаны правила формирования МПВ для СПД с СТТ и для различных протоколов ИО. При этом в указанных работах не учитывалось влияние размеров циркулирующих в СПД пакетов и Кв на число ФС в ПКМЦ, а также изменяемое количество повторов Кв на принятый П.
В настоящем исследовании решается задача разработки правил синтеза методом ФС МПВ КМЦ для процесса ИО в СПД с СТТ, позволяющих устранить указанный недостаток.
Анализ закономерностей синтеза МПВ КМЦ
Из анализа ГСП и матрицы переходных вероятностей цепи, описывающих процесс доставки пакета сообщения в СПД с СТТ с использованием метода ФС, следует, что существует ряд закономерностей, позволяющих найти (синтезировать) все элементы МПВ. В качестве примера для иллюстрации этих закономерностей рассмотрим вариант СПД с СТТ для протокола ИО, в котором предусмотрена выдача двух повторов П (максимально) и двух повторов Кв. При этом пусть Lп = 432 бит, Lкв = 288 бит, скорости передачи прямого Vnp и обратного Vo6p каналов ПД равны 1200 бит/с. Поскольку tп = Lп/Vnp; tкв = Lкв/Vo6p, (4)
для приведенных исходных данных (ИД) L = 0,36 с и С = 0,24 с, а t™л = 0,12 с. Состо-п кв НОД яния процесса информационного обмена для рассматриваемого случая следующие։ S0 ‒ УО выдал 1-й повтор пакета; S0′1 ‒ первое ФС перехода S0 ^ S1; S0'1 - второе ФС перехода S0 ^ S1; S03 - первое ФС перехода S0 ^ S3; S0"3 - второе ФС перехода S0 ^ S3; S1 - УП получил 1-й повтор пакета и выдал квитанцию; S12 ‒ первое ФС перехода S1 ^ S2; S(9 - первое ФС перехода S1 ^ S9; S2 - УП получил 1-й повтор пакета и выдал повтор квитанции; S24 ‒ первое ФС перехода S2 ^ S4; S29 - первое ФС перехода S2 ^ S9; S3 - пакет не доведен при 1-м повторе; S34 - первое ФС перехода S3 ^ S4; S34 - второе ФС перехода S2 ^ S9; S34 - третье ФС перехода S2 ^ S9; S4 - УО выдал 2-й повтор пакета; S45 - первое ФС перехода S4 ^ S5; S445 - второе ФС перехода S4 ^ S5; S47 - первое ФС перехода S4 ^ S7; S47 - второе ФС перехода S4 ^ S7; S5 ‒ УП получил 2-й повтор пакета и выдал квитанцию; S5'6 - первое ФС перехода S5 ^ S6; S59 -первое ФС перехода S5 ^ S9; S6 - УП получил 2-й повтор пакета и выдал повтор квитанции; S68 - первое ФС перехода S6 ^ S8; S69 - первое ФС перехода S6 ^ S9; S7 - пакет не доведен при 2-м повторе; S78 - первое ФС перехода S7 ^ S8; S78 - второе ФС перехода S7 ^ S8; S78 - третье ФС перехода S7 ^ S8; S8 - пакет не доведен до УП за заданное число повторов; S9 ‒ УП довел квитанцию до УО, пакет сообщения доведен.
ГСП рассматриваемой ПКМЦ приведен на рисунке 3. На данном графе переходы процесса, время которых равно t п , образуют два ФС, а переходы с временем t кв - одно ФС. Переходы процесса из состояний, соответствующих недо-ведению П при повторе ( S 3 и S 7 ) в состояния повторной выдачи пакета сообщения или недове-дения пакета ( S 4 и S 9 ), равны nt кв и образуют три ФС.
Формирование областей ГСП и МПВ, характеризующих передачу пакетов сообщения УО и передачу Кв на пакет УП, происходит циклически с числом периодов, равным количеству повторов П ( m ) в протоколе ИО. Число состояний ПКМЦ в таком цикле определяется, исходя из количества повторов П ( m ), Кв ( п ), длительности шагов переходов рассматриваемого процесса при передаче П и Кв ( t п НОД , t кв НОД ), выраженных в количестве t НОД (в рассматриваемом случае t п НОД = 3 , t кв НОД = 2 ) следующим образом:
-
1) поскольку П при повторе может быть доставлен или не доставлен до УП вследствие наличия помех в канале ПД, число ФС ПКМЦ, ха-
Рисунок 3. Граф состояний и переходов ПКМЦ, описывающей процесс доставки сообщения в СПД с СТТ при двух повторах пакета сообщения и одном повторе квитанции методом ФС
рактеризующих переход процесса из состояния S0 ( S 4 ) в состояние S 1 ( S 5 ) и S 3 ( S 7 ), равно ^- t п_нод 1;
-
2) доставка Кв о приеме П, повторяемая УП п раз, также может быть выполнена или не выполнена вследствие воздействия помехи. Число ФС ПКМЦ, образуемых на этой фазе процесса, равно n ( 2 t кв_нод — 1 ) ;
-
3) переход процесса из состояния недоведения до УП повтора П сообщения S 3 ( S 7 ) в состояние повторной выдачи пакета S 4 или в состояние не-доведения П за заданное число повторов S 8 про-ходитчерез nt кв _ НОД ФС.
Учитывая это, размерность МПВ определяется выражением:
d — m ( 2 t п_нод + 3 nt кв_нод n 1 ) + 2 , (5) где ԁ ‒ число строк (столбцов) МПВ, равное количеству состояний процесса ИО. Строки и столбцы МПВ нумеруются по порядку от 1 до d . Отсюда следует, что ненулевые индексы строк МПВ для переходов в поглощающие состояния будут равны d ( pd d — 1 ) для состояния доведения П ( S 9 ) и d - 1 ( pd - 1, d - 1 — 1 ) для состояния его недове-дения за определенное количество повторов ( S 8 ).
Обоснование правил синтеза МПВ КМЦ методом ФС для любого количества повторов П и Кв в СПД с СТТ
Для описания правил формирования МПВ введем параметры i и ј, через которые выразим текущие состояния количества повторов П m и Кв n соответственно. Длительность шагов переходов при передаче П tп_НОД и Кв tкв_НОД выразим параметрами k и h.
Анализ ГСП (рисунок 3) показывает, что переход процесса из состояний выдачи повтора П ( S 0 и S 4 ) в ФС S 01 и S 45 происходит с вероятностью:
p
I 1 ( 2 t п_нод + n ( 3 t кв_нод - 1 ) - 1 ) + 1, | i ( 2 t п_НОД + n ( 3 t кв_НОД - 1 ) - 1 ) + 2
а переход в состояния S 03 и S 47 происходит с вероятностью:
= q п
Р
I i ( 2 t п_НОД + n ( 3 t кв_НОД - 1 ) - 1 ) + 1,
| i ( 2 t п_НОД + n ( 3 t кв_НОД - 1 ) - 1 ) + t п_НОД + n ( 2 t кв_НОД - 1 ) + 1
при 0 < i < m -1 . Приведенные значения индексов элементов МПВ обусловлены количеством состояний ПКМЦ в циклах, характеризующих передачу пакетов сообщения УО и передачу Кв на П получателем сообщения. Как было показано выше, это количество равно 2 t п НОД + 3 nt кв НОД - n -1 . Из структуры ГСП ПКМЦ следует, что в случае недоведения повтора П индекс столбца переходной вероятности (элемента МПВ) увеличивается на t п НОД + n ( 2 t кв НОД -1 ) , что обусловлено характером ИО.
В случае доведения повтора П до УП ( p п ) выполняется переход процесса через ФС, полученные путем нормирования пакета временными отрезками t НОД . Это происходит с вероятностью:
Р
I i (2 tп_НОД + n (3 tкв_НОД-1)-1)+1+k, | i(2tп_НОД + n(3tкв_НОД -1)-1)+2+k при 0 < i < m -1 и 1 < k < tп НОД -1. При этом показатель i показывает номер повтора П сообщения, a k перебирает все ФС переходов из S0 в S1 ииз S4 в S5 от 1 до tп_НОД -1.
Выдача повтора Кв характеризуется переходами, имеющими определенную вероятность, в состояния։
-
‒ доведения пакета сообщения ( S 9 ) с вероятностью p кв ;
-
‒ слeдующeй выдачи повтора Кв ( S 2 , S 6 ) или П ( S 4 ) с вeроятностью q кв ;
‒ нeдовeдeния пакeта сообщeния за опрeдeлeн-ноe количeство повторов S 8 с вeроятностью q кв .
При этом процeсс довeдeния П проходит нe-сколько ФС, количeство которых зависит от t п_НОД и t кв_НОД . При успeшной выдачe повтора Кв с вe-роятностью p кв пepeходныe вeроятности МПВ при 0 < i < m -1 , 0 < j < n - 1и1 < h < - 2
кв_НОД будут имeть вид:
Р
I i ( 2 t п_НОД + n ( 3 t кв_НОД - 1 ) - 1 ) + j ( 2 t кв_НОД - 1 ) + t п_НОД + 1 | i ( 2 t п_НОД + n ( 3 t кв_НОД - 1 ) - 1 ) + j ( 2 t кв_НОД - 1 ) + t п_НОД + 2
p кв
для переходов S 1 ^ S 1 ' 9 , S 2 ^ S 29 , S 5 ^ S 59 и
-
S 6 ^ S 69 ;
Р = 1
I i ( 2 t п_НОД + n ( 3 t кв_НОД - 1 ) - 1 ) + j ( 2 t кв_НОД - 1 ) + h + t п_НОД + 1, I
| i (2 tп_НОД + n (3 tкв_НОД -1)-1)+j (2 tкв_НОД -1)+ h+tпНОД +2 J для переходов в следующие ФС, при tкв НОД > 2;
p
( i ( 2 t п_НОД
+ n ( 3 t кв_НОД - 1 ) - 1 ) + j ( 2 t кв_НОД - 1 ) + t п_НОД + t кв_НОД
= 1
для переходов S 1' 9 ^ S 9 , S 29 ^ S 9 , S 5'9 ^ S 9 и S 69 ^ S 6 , при t кв_НОД > 1 ;
i ( 2 t п_НОД + n ( 3 t кв_НОД 1 ) 1 ) + j ( 2 t кв_НОД 1 ) + t п_НОД + t кв_НОД

= 0
Р f-(2t
I i ( 2 t п_НОД
I i ( 2 t п_НОД
+ n ( 3 t кв_НОД - 1 ) - 1 ) + n ( 2 t кв_НОД - 1 ) + t п_НОД , + n ( 3 t кв_НОД - 1 ) - 1 ) + n ( 2 t кв_НОД - 1 ) + t п_НОД + 1
для переходов S 1 '9 ^ S 9 , S 29 ^ S 9 , S 5'9 ^ S 9 и
S 69 ^ S 6 , при t кв_НОД = 1 •
При нeдовeдeнии повтора Кв (qкв) до УО и пepeходe рaссматривaeмого процeсса в состояния слeдующeй выдачи повторов Кв или П, а такжe в состояниe нeдовeдeния П сообщeния за опрeдe-лeнноe количeство повторов S8 пepeходныe вe-роятности МПВ при 0 < i < m -1, 0 < j < n -1 и
1 < h < t кв НОД -1 будут иметь следующий вид:
^| i ( 2 t п_НОД + 3 nt кв_НОД - n - 1 ) + j ( 2 t кв_НОД - 1 ) + t п_НОД + 1, | i ( 2 t п_НОД + 3 nt кв_НОД - n - 1 ) + j ( 2 t кв_НОД - 1 ) + t п_НОД + 1
q кв
для переходов S 1 ^ S 1' 2 , S 2 ^ S 24 , S 5 ^ S 56 и S 6 ^ S 68 ;
i ( 2 t п_НОД + 3 nt кв_НОД - n - 1 ) + j ( 2 t кв_НОД - 1 ) + t п_НОД + t кв_НОД + h , i ( 2 t п_НОД + 3 nt кв_НОД - n - 1 ) + j ( 2 t кв_НОД - 1 ) + t п_НОД + t кв_НОД + h + 1
= 1
для переходов S 12 ^ S 2 и S 56 ^ S 5 ;
p
| i ( 2 t п_НОД + 3 nt кв_НОД - n - 1 ) + n ( 2 t кв_НОД - 1 ) + t п_НОД , |( i + 1 ) ( 2 t п _нод + 3 nt кв_НОД - n - 1 ) + 1
при t кв_НОД > 1 и
^I i ( 2 t п_НОД + 3 nt кв_НОД - n - 1 ) + n ( 2 t кв_НОД - 1 ) + t п_НОД , |( i + 1 ) ( 2 t п_нод + 3 nt кв_НОД - n - 1 ) + 1
= qKB кв
при t кв _ НОД = 1 для переходов S 24 ^ S 4 и S 68 ^ S 8 .
В случae нeдовeдeния повтора П пepeход ис-слeдyeмого процeсса из ФС S 03 в состояниe S 4 и из ФС S 47 в состояниe S 8 :
S' ^ S" ^ S 7 ^ S' ^ S" ^ S '' ^ S
47 47 7 78 78 78 8
происходит с вeроятностями, равными 1.
Индeксы этих пepeходных вeроятностeй имe- ют вид:
i ( 2 t п_НОД + 3 nt кв_НОД - n - 1 ) + n ( 2 t кв_НОД - 1 ) + t п_НОД + k , i ( 2 t п_НОД + 3 nt кв_НОД - n - 1 ) + n ( 2 t кв_НОД - 1 ) + t п_НОД + k + 1
= 1
при 0 < i < m -1 , 1 < k < t п НОД для переходов
S 03 ^ S 03 ^ S 3 ^ S 34 и S 47 ^ S 47 ^ S 7 ^ S 78 ;
p
| i ( 2 t п_НОД + 3 nt кв_НОД - n - 1 ) + n ( 2 t кв_НОД - 1 ) + t п_НОД + h -
^ i ( 2 t п_НОД + 3 nt кв_НОД - n - 1 ) + n ( 2 t кв_НОД - 1 ) + t п_НОД + h + 1
при 0 < i < m -1 , 1 < h < nt кв Н0Д -1 для переходов О 34 ^ о 34 ^ ° 34 ^ ° 4 и ° 78 ^ ° 78 ^ ° 78 ^ ° 8 .
Параметры k и h при этом в каждом повторе П перебирают значения от 1 до t п_НОД и от 1 до nt кв НОД -1 соответственно, учитывая таким образом все ФС, полученные путем нормирования времени переходов интервалом времени t НОД .
Таким образом, получены все формулы, позволяющие автоматизировать синтез МПВ, полученной по ГСП ПКМЦ с ФС, для произвольного количества повторов П и Кв в протоколах ИО в СПД с СТТ. При этом размеры пакетов сообщений и квитанций могут быть также произвольны- ми.
Правила синтеза МПВ методом ФС для любого количества повторов П и Кв
Алгоритм синтеза МПВ для процесса доставки пакета сообщения в СПД с СТТ с использованием метода ФС следующий:
Изменяя 0 < i < m - 1 , 0 < j < n - 1 , 1 < k < < t п _ НОД -1 , 1 < h < t квнод - 2 , вычисляем ненулевые элементы МПВ по следующим правилам.
Правило 1:
Для t кв нод > 2 при 0 < i < m -1 , 0 < j < n -1 и 1< h < t кв_НОД - 1 .
Правило 7:
p — 1,
( i ( 2 t п_НОД + n ( 3 t кв_НОД - 1 ) - 1 ) + j ( 2 t кв_НОД - 1 ) + t п_НОД + t кв_НОД , d )
если t кв_НОД > 1 ;
p,, , ^ — p кв ,
( i ( 2 t п_НОД + n ( 3 t кв_НОД - 1 ) - 1 ) + j ( 2 t кв_НОД - 1 ) + t п_НОД + t кв_НОД , d )
если t ——1 .
Правило 8:
P
1 i ( 2 t п_НОД + 3 nt кв_НОД n 1 ) + j ( 2 t кв_НОД 1 ) + t п_НОД + t кв_НОД + h , I
(i(2 tп_НОД +3 ntкв_НОД - n-1)+j(2 tкв_НОД -1)+tп_НОД + tкв_НОД + h+1J при 0 < i < m -1, 0 < j < n -1 и 1 < h < Lr Hnn -1. кв_НОД
Правило 9:
P(i X \ — 1 ,
I i ( 2 t п_НОД + 3 nt кв_НОД - n - 1 ) + n ( 2 t кв_НОД - 1 ) + t п_НОД , I
^(i+1)(2tп_нод +3ntкв_Н0Д -n-1)+1 J если tкв_НОД > 1 и
P
I i ( 2 t п_НОД + 3 nt кв_НОД - n - 1 ) + n ( 2 t кв_НОД - 1 ) + t п_НОД , ^ ( i + 1 ) ( 2 1 п__НОД + 3 nt кв_НОД - n - 1 ) + 1
если t, Hnn — 1 при 0 < i < m -1 и 0 < j < n -1 . кв_НОД
Правило 10:
^1 i ( 2 t п_НОД + 3 nt кв_НОД - n 1 ) ' n ( 2 t кв_НОД 1 ) ' t п_НОД + k , ^ i ( 2 t п_НОД + 3 nt кв_НОД - n - 1 ) + n ( 2 t кв_НОД - 1 ) + t п_НОД + k + 1
—1
p
I i ( 2 t п_НОД + n ( 3 t кв_НОД - 1 ) - 1 ) + 1.
^ i ( 2 t п_НОД + n ( 3 t кв_НОД -O- 1^2
при 0 < i < m -1 .
Правило 2:
при 0 < i < m -1 и 1 < k < t п Н0Д -1 .
Правило 11:
p
| i ( 2 t п_НОД + 3 nt кв_НОД - n - 1 ) + n ( 2 t кв_НОД - 1 ) + t п_НОД + h ,
^ i ( 2 t п_НОД + 3 nt кв_НОД - n - 1 ) + n ( 2 t кв_НОД - 1 ) + t п_НОД + h + 1
—1
Pf,
I i ( 2 t п_НОД + n ( 3 t кв_НОД - 1 ) - 1 ) + 1,
^ i ( 2 t п_НОД + n ( 3 t кв_НОД - 1 ) - 1 ) + t п_НОД + n ( 2 t кв_НОД - 1 ) + 1
при 0 < i < m -1 .
Правило 3:
P(, / ^= 1
I i ( 2 t п_НОД + n ( 3 t кв_НОД - 1 ) - 1 ) + 1 + k , I
^i(2tп_НОД + n(3tкв_НОД -1)-1)+2+k J при 0 < i < m -1 и 1 < k < tп НОД -1.
Правило 4:
P i
| i ( 2 t п_НОД + n ( 3 t кв_НОД 1 ) 1 ) ' j ( 2 t кв_НОД 1 ) ' t п_НОД + 1
I i ( 2 t п_нод + n ( 3 t кв_НОД 1 ) 1 ) ' j ( 2 t кв_НОД 1 ) ' t п_НОД + 2
p кв
при 0 < i < m -1 и 0 < j < n -1 .
Правило 5:
p
| i ( 2 t п_НОД + 3 nt кв_НОД - n 1 Г j ( 2 t кв_НОД 1 ) ' t п_НОД + 1
( i ( 2 t п_НОД + 3 nt кв_НОД - n 1 ) ' j ( 2 t кв_НОД - 1 ) + t п_НОД + t кв_НОД + 1
при 0 < i < m -1 и 0 < j < n -1 .
Правило 6:
P
I i ( 2 t п_НОД + n ( 3 t кв_НОД - 1 ) - 1 ) + j ( 2 t кв_НОД - 1 ) + h + t п_НОД + 1,
^ i ( 2 t п_НОД + n ( 3 t кв_НОД - 1 ) - 1 ) + j ( 2 t кв_НОД - 1 ) + h + t п_НОД + 2
при 0 < i < m -1 , 1 < h < t квнод -1 .
Правил°12,: P l - , d ) — Pv- 1 , d - 1 ) — * •
Правило 13: Все остальные элементы МПВ равны 0.
Сформулированные выше правила 1 и 2 описывают закономерности заполнения строк 1 и 16 ненулевыми элементами ( p п , q п ). Исходя из выражений (2), сумма элементов этих строк равна 1. Правила 4 и 5 описывают закономерности заполнения строк 4, 7, 19, 22 ненулевыми элементами ( p кв , q кв ). Сумма элементов строк 4, 7, 19, 22 равна 1 (3). В строках 31 и 32 размещены ненулевые элементы, обозначающие переход процесса из поглощающих состояний в эти состояния, равные 1. Остальные элементы строк МПВ, выражающие вероятность перехода из одного ФС в другое, а также из последнего ФС в другое (не фиктивное) состояние процесса, располагаются по одному в строке и равны 1. Таким образом, сумма элементов каждой строки МПВ равна 1. Поэтому матрица, синтезируемая по изложенным правилам, содержит в каждой строке вероятности

Рисунок 4. Зависимости вероятности доведения П от времени, полученные для случаев։ а ‒ классического подхода; б ‒ с применением метода ФС

б
переходов, образующие полную группу событий, что подтверждает ее адекватность.
Проведем сравнение классического подхода к оценке ВВХ с рассмотренным выше методом ФС. Для этого выполним расчет ВВХ доставки пакета сообщения в СПД с СТТ без нормирования исследуемого процесса единым шагом перехода t НОД [3] и с использованием метода ФС при V пр = V обр =1200 бит/с, т = 3, п = 1, p 0 =0 , 002 для размеров П и Кв։
‒ размер пакета сообщения, [бит] ‒ вариант 1 ‒ 120; вариант 2 ‒ 240; вариант 3 ‒ 440; вариант 4 ‒ 600;
‒ размер квитанции, [бит] ‒ вариант 1 ‒ 60; вариант 2 ‒ 120; вариант 3 ‒ 220; вариант 4 ‒ 300.
Полученные зависимости вероятности доведения П от времени показаны на рисунке 4. Номера построенных кривых соответствуют номеру варианта ИД.
Разработанные правила применимы к синтезу МПВ при математическом моделировании на базе теории КМЦ процесса доведения пакета в СПД с СТТ, использующей протокол типа Х.25, при произвольном размере П и Кв, а также при различном количестве их повторов. Использование изложенного в статье подхода позволяет при нахождении ВВХ формировать МПВ без разработки таблиц состояний и построения ГСП КМЦ, что упрощает его программную реализацию на ЭВМ и, соответственно, процесс расчета.
Заключение
В результате проведенных исследований установлено следующее.
-
1. Актуальность научной задачи разработки правил синтеза МПВ для метода ФС обусловлена потребностью адекватного описания с его помощью реальных случайных процессов с дискретным временем и счетным числом состояний.
-
2. Синтез правил формирования МПВ с использованием метода ФС базируется на выявленных в настоящем исследовании закономерностях, что позволило разработать инвариантные правила для любого количества повторов пакета и квитанции, а также при произвольном соотношении их размеров.
-
3. Изложенный подход к расчету ВВХ ИО позволяет автоматизированно формировать МПВ, что позволяет оперативно находить характеристики доведения сообщений в СПД с использованием ЭВМ.
Список литературы Синтез матрицы переходных вероятностей конечной марковской цепи, описывающей процесс информационного обмена в соединении «Точка-точка» методом фиктивных состояний
- Инфокоммуникационные сети: энциклопедия. Том 1: Инфокоммуникационные сети: классификация, структура, архитектура, жизненный цикл, технологии. Изд. 2-е, перераб. и доп. / под ред. С.П. Воробьева. СПб.: Наукоемкие технологии, 2019. 739 с.
- Олифер В.Г., Олифер Н.А. Компьютерные сети. Принципы, технологии, протоколы. СПб.: Питер, 2012. 944 с.
- Цимбал В.А. Информационный обмен в сетях передачи данных. Марковский подход. М.: Вузовская книга, 2014. 144 с.
- Особенности моделирования информационного обмена в СПД с протоколом Х.25 на основе поглощающих конечных марковских цепей и его приложение / В.А. Цимбал [и др.] // Инфокоммуникационные технологии. 2019. Т. 17, № 3. С. 282-293.
- Приложение теории конечных марковских цепей к анализу протоколов информационного обмена и оптимизации их параметров / В.А. Цимбал [и др.] // Междун. конф. «Радиоэлектронные устройства и системы для инфокоммуникационных технологий». 2018. Вып. LXXIII. С. 5-17.