Файл: Емельянов Г.А. Передача дискретной информации и основы телеграфии учеб. для вузов.pdf

ВУЗ: Не указан

Категория: Не указан

Дисциплина: Не указана

Добавлен: 11.04.2024

Просмотров: 221

Скачиваний: 3

ВНИМАНИЕ! Если данный файл нарушает Ваши авторские права, то обязательно сообщите нам.

неквадратическое отклонение случайной величины от среднего зна­ чения а.

Нормальный закон распределения полностью характеризуется

параметрами

а и о. Определим

эти параметры по результатам на-

 

 

 

 

 

bxZn,

 

 

 

 

 

 

 

0,15

 

 

 

 

 

 

 

0,139

 

 

 

 

 

0,109

 

 

 

 

 

 

4,053

 

 

0,0557

 

 

 

 

 

0,05

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

ом

 

 

 

 

 

 

 

а

 

 

 

 

 

X 13 11 Я 7 f 1 1 0 1 J 5 7 9 11 13 *Х

 

6)

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

0,15

 

 

 

 

 

 

 

0,131

 

 

 

 

 

0,110

0,110

 

 

 

 

 

 

т

 

 

 

 

0,05f5J

\jT

0,№5

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

0,05

 

 

 

0,016

J

 

 

 

0,016

 

 

 

 

 

 

 

0,00157

 

г 13 11 Я

7

S

3

1 0 1 3

5

7 9 11 13*2

а

Рис. 2.6. Распределение смещений ЗХМВ:

— гистограмма;

б — сравнение

гистограммы с

 

вычисленной

кривой нормального

распределения

блюдений, приведенным в табл. 2.1. Среднее значение случайной величины может быть найдено по формуле

2 Х{П{

(2.6)

Среднеквадратическое отклонение определяется соотношением

У пі (xi!а)) 2

(2.7)

/


 

Т а б л и ц а

2.1

 

 

В

приведенных

 

формулах

 

 

 

 

 

Хі есть

одно

из значений

сме­

 

 

 

Нормированная

щений

 

ЗХМВ.

Обычно

эти

Смещение ХМВ

Повторяемость

час тость

значения

берут

равными

се­

Д х, %

Смещений П[

 

рединам интервалов. В ре­

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

зультате

расчетов найдем: а =

—50-^—11

0

 

0

= 16/1330 = 0,0121^0%

и

<т =

 

= V 11086/1330 ж 2,9%. По по­

—11 +

—9

1

 

0,000376

—9-

7

8

 

0,00298

лученным параметрам а и а по­

 

строена

кривая

плотности

ве-

—7-— 5

41

 

0,0154

 

р оятностей

,нормир ов энного

—5-

3

141

 

0,053

нор м альяого

 

р аспределения,

—3-— 1

290

 

0,109

приведенная на рис. 2.66. Кри­

— 1 - - + 1

370

 

0,139

вая

вычисляется по формуле

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

+ 1-- + 3

275

 

0,104

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

(2.8)

+ 3 - - + 5

156

 

0,0587

 

Ф (

2 )

=

-Т7ЇГ

е

 

 

 

+ 5 - - + 7

40

 

0,01501

 

 

 

 

у 2л

 

 

 

 

 

 

где

2 =

(х — а)/о.

 

 

 

(2.9)

+ 7 - - + 9

7

 

0,00264

 

Из

 

рисунка

івидно,

что со­

+ 9 - - + 11

1

 

0,000376

 

 

 

ответствие

между

теоретичес­

+ 11 -h+50

0

 

0

 

ким и измеренным

распределе­

 

 

 

 

 

ниями

івполне хорошее. Поэто­

 

 

1 ззо=2 "<

 

му можно считать, что в рас­

 

 

 

смотренном

случае

 

смещения

 

 

 

 

 

ЗХМВ

 

распределены

 

по

нор­

 

 

 

 

 

мальному

закону.

 

 

 

 

Многочисленные

измерения, проведенные

на

проводных кана­

лах связи при передаче двоичной информации с помощью

 

анализа­

торов

искажений, также

подтверждают,

что

в

большинстве

слу­

чаев распределение смещений ЗХМВ подчинено нормальному за­ кону распределения. Однако это не исключает возможности иных распределений смещений ЗХМВ в других условиях.

Зная закон распределения смещений ЗХМВ, можно

опреде­

лить вероятность появления искажения, превышающего

наперед

заданную величину. Как известно, площадь под кривой плотности вероятностей равна единице, т. е.

+

00

 

J

Ф (х) dx = 1.

(2.10)

Вероятность того, что случайная величина х превысит наперед заданное значение б (без учета знака), равна:

р ( | х | > д ) = j q>(x)dx+ j* ф(jc)djc = 1— j (f(x)dx.

(2.11)

б

 

— 32


Для нормального закона эту формулу можно привести к из­ вестным функциям

 

- в

»

 

- в

Г

+ *

1

р(|х | >

б) =

j ф(х)dx +

Г ф(*)dx = J

ф (jc)dje + 1 — І

J ф(ж)dn J .

 

00

О

 

—oo

L

— •

J

Переходя к нормированной функции нормального распределе­

ния, имеем

 

 

 

 

 

 

 

" N > 4 - T ^ - j ' « " T * + f i — ^ - J . - t * ] -

 

 

 

— 00

 

 

 

00

І

 

 

 

=

Ф(0

+ 1 1 - Ф № !

 

(2.12)

где Ф(ї) табулированный интеграл вероятностей:

 

 

 

 

Ф(0=

- 4 r

f e

2dt,

 

(2.13)

 

 

 

 

/ 2 л

J

 

 

 

Ф(іі)

 

 

 

00

 

 

 

— эта же функция, но от аргумента U:

 

 

 

 

0 ( У =

Г

е

2 Л,

 

(2.14|

|^2я J

'00

/= *zi£f / 1 = «±£. (2.15)

оо

Пр и м е р . Известно, что закон распределения ЗХМВ нормален. Его пара­

метры

а = 2%

и 6 = 3%.

Определить вероятность появления искажений боле»

6=10%.

10+2

 

10—2

=4,0; <t>(t) =0,0038; \—4>(U) =0,00003. Искомая веро-

t=

= 2,67;

^ = — —

3

 

3

 

ятность р(|л;1> б) =0,00383.

Функция распределения длительности дроблений может быть определена по результатам статистических наблюдений с помощью счетно-регистрирующих устройств. Эти устройства позволяют вы­ яснить число дроблений и длительность каждого из них. Получен­ ные результаты обрабатываются методами математической стати­ стики, так же как краевые искажения.

Многочисленные измерения, проведенные на проводных каналах связи при передаче двоичной информации, показали, что для по­ давляющего большинства каналов кривые распределения длитель­ ности дроблений близки к логарифмически-нормальному закону, т. е. по нормальному закону распределена не длительность дроб­ лений х, а ее логарифм In* . Логарифмически-нормальное распре­ деление определяется выражением

_ (lnx—m)»

ф(х) = — * " , (о<:>:<М. (2Л6)

2—45

— 33 —


где х — случайная положительная

величина

(длительность

дроб­

ления); т — среднее

арифметическое значение величины

\пх;

а—

среднеквадрэтическое

отклонение

случайной

величины

от значе­

ния т.

 

 

 

 

 

Количество дроблений, действующих в течение определенного отрезка времени, зависит от часа суток. На рис. 2.7 приведена

1

 

 

 

 

 

I

п

 

 

 

 

I

#

 

 

юті

Часы

 

 

 

 

игоптутв*

 

2 « в 8 w 12 шit is

 

Рис.

2.7.

Распределение

количества

дроблений

на

проводных каналах

 

связи

по часам

суток

 

типичная зависимость количества дроблений от часа суток; общее количество дроблений за сутки принято за 100%. Видно, что їв дневное время дробления действу­ ют значительно чаще, чем в ноч­ ное. Между 8 и 9 час. количество дроблений резко возрастает. Это позволяет предположить, что од­ ной из главных причин появления

д р о б л в н и й я в л я ю т с я , В О я к 0 г о рода

эксплуатационно-техгаические ра­ боты іна магистралях связи (ли­ нейные и стадионные).

2.3.П Р И Н Ц И П Ы И З М Е Р Е Н И И И С К А Ж Е Н И И ПОСЫЛОК

Измерения искажений посылок сводятся к измерению смещений ЗХМВ относительно их идеального положения. Зная максималь­ ное смещение ХМВ вправо и минимальное влево, определяют об­ щие искажения в соответствии с ф-лой (2.3)

б

Ьакс-їмш, 1 Q O o / o -

 

То

На рис. 2.8а изображена последовательность переданных неис­ каженных посылок. Та же последовательность, но подверженная искажениям, показана на рис. 2.86. Если эту последовательность продифференцировать, то образуются короткие импульсы, соответ­ ствующие ЗХМВ (рис. 2.8в). Если имеется последовательность ко­ ротких импульсов, расположенных в идеальных ХМВ (рис. 2.8г), то можно сравнить последовательность ЗХМВ с идеальными ХМВ. Для этого последовательность дифференцированных импульсов предварительно выпрямляется. На рис. 2.8д показаны совмещен­ ные последовательности идеальных и значащих ХМВ. Расстояния между ними (tu tz, t3, ..., tg) есть смещения ЗХМВ относительно идеальных ХМВ. Между точками г и д последовательности посы­ лок действует дробление, которое привело к образованию двух до­ полнительных ЗХМВ по сравнению с числом ЗХММ. Для рассмат­ риваемого случая максимальное (положительное) смещение впра­ во /макс = ^& а минимальное (отрицательное) смещение влево


 

 

 

— *

^

 

 

 

 

 

а)

а

ff

в

г

 

 

е

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

б)

 

 

 

 

 

 

 

 

 

в)

 

 

 

 

 

 

 

 

 

г)

 

 

 

 

 

 

 

{

t

 

a

 

в

г

д

е

ж

g

 

 

д

if

 

г-

д

е

ж

g

 

Рис. 2.8. Временные диаграммы, поясняющие принцип изме­ рения искажений посылок

„,

О

Модулирующий.

Злек/промно-

«/

электрод

щчевая труґка.

Рис. 2.9. Измеритель искажений посылок: а —схема; б — изображения на экране