ВУЗ:
Составители:
19
Пусть k-ичный процесс состояний {С
i
}, с
i
=0,1,…,k-1 есть простая цепь
Маркова. Вероятность того или иного из двух возможных значений e
i
на
данной (i-й) позиции определится значением состояния c
i
на этой позиции,
т.е. P(e
0
/c
0
)=P(e/c)=ε
ce
, где ε
ce
=1-ε
e
для e=0 и ε
ce
=ε
e
для e=1. Таким образом,
статистика полностью определяется матрицей переходных вероятностей
Pc
-1
c
0
порядка k
1k1k11k10k
1k00100
01
P...PP
............
P...PP
cPcP
−−−−
−
−
==
.
Если ε
с
- вероятность ошибки в с-м состоянии, то вероятность ошибки в
канале
∑
−
=
ε=
1k
0c
ccе
PP
, где Р
с
- финальная вероятность с-го состояния,
определяемая по формуле
∑
−
=
=
1k
0j
jcjc
PPP
,
1P
c
c
=
∑
.
Обычно состояния канала могут быть разделены на две группы, в одной
из которых вероятности ошибок значительно ниже, чем во второй группе.
Состояния первой группы называют хорошими, а состояния второй группы –
плохими состояниями. Хорошие состояния имеют номера с=0,1,…,r-1, а
плохие состояния – с=r,…, k-1. Матрица переходных вероятностей примет
вид
nnnx
xnxx
PP
PP
P =
,
1r1r10r
1r000
хх
PP
PP
P
−−−
−
=
,
1k1rr1r
1k01r0
хп
PP
PP
P
−−−
−−
=
,
1r1k10k
1rr0r
пх
PP
PP
P
−−−
−
=
,
1k1kr1k
1rkrr
пп
PP
PP
P
−−−
−
=
.
3.2. Описание источника ошибок на основе процессов
восстановления
Схема В. Последовательность ошибок {Е
i
} разбивается на отрезки (серии
символов) двух видов, пакеты ошибок и промежутки между ними. В каждом
из отрезков возникают независимые ошибки с вероятностями ε
1
и ε
0
, причем
ε
1
≥ε
0
. Длины промежутков λ (λ=1,2,…) и длины пакетов l независимы в
совокупности. Поэтому статистика {Е
i
} полностью определяется
одномерным распределением Р(λ) и Р(l), а также вероятностями ε
1
и ε
0
.
Таким образом, канал имеет два состояния – хорошее и плохое (k=2),
последовательность состояний {C
i
}={D
i
} является процессом восстановления
Страницы
- « первая
- ‹ предыдущая
- …
- 17
- 18
- 19
- 20
- 21
- …
- следующая ›
- последняя »
