Файл: Яковлев, В. В. Стохастические вычислительные машины.pdf

ВУЗ: Не указан

Категория: Не указан

Дисциплина: Не указана

Добавлен: 15.10.2024

Просмотров: 107

Скачиваний: 0

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

последовательных значения У„

и Yn_ x не совпадут между собой:

I

- 1

Yn \ г.

процессов является однообразие

 

Достоинством итеративных

операций и вследствие этого сравнительно легкая программиру­

емость.

 

 

ф (X, Y)

для заданной

функции

Заметим, что представление

ф (X) можно реализовать бесчисленным множеством способов.

Этим следует воспользоваться, чтобы

получить быстро сходя­

щийся итерационный процесс.

 

 

 

Пример. Пусть Y —

(X >

0). Положим ф (X , У) = X — -р = 0.

Тогда ф'(Х,

У ) = У~2.

 

 

 

 

Применяя

формулу

(3.17),

будем иметь

 

 

Y n+1 = Y n( 2 - X Y n), п = 0,

1, 2, . . .

(3.18)

т. е. итерационный процесс без деления.

 

 

Выясним условия сходимости процесса (3.18)

 

х -

= т - 2У »-1 +

Х ( т “

отсюда

 

 

 

 

 

 

 

 

 

X ( \ - X Y 0f .

 

Для сходимости этого процесса необходимо и достаточно, чтобы было выполнено неравенство |1 — Х У 0|<С 1-

Таким образом,

если 0 < X Y 0 < 2.

Метод дифференциальных уравнений. При этом методе образо­ вание нелинейных функций производится путем приведения их к обыкновенным дифференциальным уравнениям с начальными условиями.

В математических машинах этот метод используется для реше­ ния дифференциальных уравнений на цифровых дифференциаль­

ных анализаторах

[34].

 

 

Например, У = sin X и Y =

cos X

являются решениями урав­

нений (У ')2 + У 2 =

1 и У f

У =

0; У = tg X — уравнения

У' = 1 + У 2 и т. д.

 

 

Пример. Построить дифференциальное уравнение для опре­ деления функции У = sh X = 2-1 (ех — е~х ):

(shX)' = chX, (chX )' = s hX,

откуда получим уравнение в виде У" — У = 0.

92


Основной особенностью стохастических аппроксиматоров яв­ ляется дискретный характер изменения аргумента Х 0 и наличие в его структуре и детерминированной, и вероятностной части. В зависимости от той роли, которую играет детерминированная часть СФП в формировании характеристики преобразования, все аппроксиматоры могут быть разделены на СПФ с неизменяемой

ифункциональной детерминированной частью.

Впервом случае подлежащий преобразованию код А не подвер­ гается никаким логическим и математическим преобразованиям, а обеспечение заданной характеристики СФП достигается за счет соответствующей структуры его вероятностной части.

Рис. 41. Блок-схема специализированного ФГШВ с изменяемой детерминированной частью:

РгМЧ — регистр исходного числа; РгП Ч — регистр преобразованного числа; ДТП — дешифратор; III — шифратор; Г С П — генератор случайных последовательностей

Функциональные преобразователи с изменяемой детерминиро­ ванной частью обычно основываются на использовании классиче­ ских методов приближения функций таких, как кусочно-постоян­ ная, кусочно-линейная, кусочно-нелинейная аппроксимация и т. п. В детерминированной части помимо хранения кода А осуще­ ствляется его логический анализ, и по его результатам устанавли­ вается участок аппроксимации, которому принадлежит текущее значение А , и вырабатываются сигналы управления, видоизменя­ ющие структуру вероятностной части СФП или ее параметры. При этом, естественно, структура детерминированной части СФП оказывается зависимой от принятого метода аппроксимации вида реализуемой функции.

Наиболее очевидным примером СФП с функциональной детер­ минированной частью является преобразователь, реализующий кусочно-постоянную аппроксимацию зависимости ф (А) (рис. 41).

Детерминированная часть устройства состоит из регистров исходного и преобразованного числа и блока дешифратор —

93

шифратор, который, собственно, и обеспечивает реализацию зависимости

где cp (A ■) — требуемое функциональное преобразование от исход­ ного числа Aj\ А} = {а[, а'2, . . ., ai} — преобразованное число. В качестве вероятностной части используется обычный линейный

п к в .

Такая структура СФП не является универсальной, ее пере­ стройка на воспроизведение иной нелинейной зависимости воз­ можна лишь путем смены блока Д Ш Ш. Кроме того СФП, осно-

Рис. 42. Блок-схема ФПКВ с постоянным запо­ минающим устройством: blr 62,.., Ьг—код функции

ванные на дешифрировании каждого состояния регистра РгИЧ, чрезмерно сложны технически.

В схеме СФП (рис. 42) функциональное преобразование выпол­ няется с помощью постоянного запоминающего устройства (П ЗУ ), которое заменяет блок Д Ш —Ш в структуре на рис. 41. В отличие от предыдущего, этот ФПКВ отличается большей универсаль­ ностью: за счет увеличения разрядной сетки регистра РгИЧ появляется возможность кодирования вида функциональной зави­ симости. Таким образом, реализация заданной функциональной зависимости сводится к выбору требуемого i-ro массива ЗУ и зане­

сению в регистр РгИЧ кода

 

A) = ^ (A j), i = 1 , 2,

2r.

Объем памяти, требуемый для хранения всех 2Л функций, равен 21+' ячеек. Увеличение точности представления и количества функ­

94


ций ф,- (А ) достигается увеличением г и I, т. е. в конечном итоге — увеличением объема памяти.

Задачу получения необходимой функциональной зависимости в ФПКВ можно также решить за счет соответствующей структуры вероятностной части преобразователя. Допустим, имеется ряд чисел, представляющих собой последовательные значения неко­

торой

случайной величины

X =

{х 1} х 2, . . ., xt}, равномерно

распределенной

в

интер­

 

 

 

вале

0—1.

Интегральный

 

 

 

закон

распределения слу­

 

 

 

чайной величины X

 

 

 

 

Е ( Х) = Р ( Х у < Х ) ,

 

 

 

где Р (Ху <( X) — вероят­

 

 

 

ность

события

Х у < X ,

 

 

 

имеет вид F (X) = X.

 

 

 

Преобразовав

каждый

 

 

 

член этого

ряда по

неко­

Рис.

43.

ФПКВ с неизменяемой детермини­

торой формуле Ху =

ф (Ху),

рованной

частью: П Р — преобразователь

можно перейти

к новому

 

 

распределения

ряду чисел, который мож­ но было бы считать рядом последовательных значений случайной

величины X ', имеющей заранее определенный интегральный закон распределения

т ' ) = Р ( х ;< х ) .

Если F (X') представляет собой требуемую функциональную зависимость, то СФП, использующий последовательность значений случайной величины X ', очевидно, реализует ту же функциональ­ ную зависимость. Структура СФП с функциональным распреде­ лением вероятностей может быть отнесена к ФПКВ с неизменя­ емой детерминированной частью (рис. 43).

Основную сложность в этом методе представляет реализация преобразователя распределения. Для получения случайных чисел с произвольным законом распределения используются различные

методы:

метод замены переменных [21], метод

суперпозиций

[94] и

т. д.

 

Мы рассмотрим первый из указанных методов,

иначе называ­

емый методом обратных функций. Для чисел Ху, равномерно рас­ пределенных в интервале 0—1 , при заданном искомом законе распределения F (Ху) путем обратного преобразования можно получить случайное число Ху = F '1 (Ху), распределенное по тре­ буемому закону F (Ху).

Заданная функция распределения F (X) заменяется ступенча­

той кривой (рис.

44), постоянной

на участках аппроксимации

Ха — Х [, Хз — Ха,

. . ., Х'и — Xft_i-

Аппроксимация производится

9 5


с равномерным шагом разбиения по аргументу X ', равным 2“г (/-разрядность аргумента).

В каждой точке разбиения вычисляется значение функции

распределения F (Xj):

 

F (X') = Рх для 0

X ' X'lt

F (X*) = px + p 2 для

X[ =s= X ' X 2,

F (X') = Pi -{- P-2+ • • •

для Xk-i =£1 X' Xfe.

Рис. 44. Кусочно-постоянная аппро-

Рис.

45. Блок-схема

 

преобразова-

ксимация функции F (X ')

теля

распределения,

построенного

 

по

методу

обратных

функций:

 

ГС Ч — генератор

случайных чисел

 

X ,

равномерно

распределенных

 

 

в

интервале

0 — 1

Ряд распределения случайной величины X ', задаваемый в пре­

образователе

распределения П Р , можно

представить в

виде:

X /

 

Х (

х .

Хз

X k—x

X i

Pi

 

Pi

Рч

Рз

Pk-1

Pk

Схема

блока

П Р приведена

на рис.

45. В регистры Рг1,

Рг2, . . . ,

Р гк

вводятся исходные данные, отображающие значения

аппроксимирующей ступенчатой кривой интегральной функции

распределения на рис. 44: <^Рг 1 >

= р г, <^Рг 2 > = Рх + р2, •••

. . . , < ( Рг к > = Рх -{- р 2 + . . . +

Pk- В регистрах Рг Х^,

Рг Х'2, .. Рг Xfe хранятся соответствующие значения аргументов

X i, Ха,

. . ., Хь. На выходах схем сравнения ССХ, СС2, . .

CCk

появляется сигнал при выполнении условия

Рг j > ^

X •

< Рг j

— 1 > .

 

 

96


Под действием импульса от /-й схемы сравнения CCj считывается число X/, которое является числом случайным и подчиненным заданному закону распределения F (X/).

Такой преобразователь распределения сложен по своей кон­ струкции и требует больших затрат оборудования. Для получения иного распределения необходимо соответствующим образом изме­ нить содержимое регистров Рг1, Рг2, . . Ргк, т. е. преобразо­ ватель не обладает свойством универсальности. Точность преобра­ зования растет с увеличением разрядности аргумента, но вместе с этим возрастает и сложность технической реализации. Преобра­ зование равномерного распределения происходит в каждом такте, но использование регистровой памяти для хранения значений X/

иF (X/) снижает быстродействие ФПКВ.

Закончив краткий обзор возможных методов и средств реализа­ ции функционального преобразования с помощью СФП, перейдем к изучению наиболее прогрессивных способов построения этих преобразователей, отличающихся меньшими затратами оборудова­ ния и более естественными формами функционирования, учитыва­ ющими вероятностную структуру представления аргументов

ифункций.

14.Нелинейные свойства входных преобразователей

Воснове одной из идей построения ФПКВ лежит использова­ ние управляющих случайных последовательностей, математиче­ ские ожидания которых могут отклоняться от значения 0,5. В ли­ нейных ПКВ, как было показано ранее (см. стр. 67), это приводит

кпоявлению методических ошибок преобразования.

Используя соотношение (1.22), для выходной вероятности ФПКВ запишем

p(z) = 'kl p (X J),

(3.19)

 

i=i

 

где р (Ху) — вероятность

появления конкретного

случайного

числа в регистре Рг2 (рис.

6).

 

Из уравнения видно, что, меняя закон распределения чисел Х ;-, можно получить на выходе схемы сравнения последовательность, имитирующую некоторую функциональную зависимость.

В общем случае формирование случайных чисел Х ;- можно осуществить по схеме рис. 46. Каждый разряд xt случайного числа X связан с отдельным ЛПКВ и вероятность появления еди­ ницы на i-м входе схемы сравнения равна р (xf) —pi. Как обычно, условимся считать все последовательности с выходов ЛПКВ ста­ ционарными и независимыми. Тогда

/"VT \

ССt 1 —C tf

0^2 1 “ CCj

G C / 1

СХ»

l.

p {X j) = p 1'q1

p 2°q2

‘ . . . p i lPi

 

Например, если X ;- = 0,110...01, то p (X ;-) = p ip 2qz- • • q i - iP f

7 В. В. Яковлев

97