книги / Надежность и живучесть систем связи
..pdf3.6.Сравнительная оценка эффективности методов
В§ 3.2—3.5 изложены наиболее общие характеристики раз личных аналитических методов и построенных на их основе алго ритмов, оценки надежности ДС с произвольной структурой. Изло
женные результаты анализа возможностей и оценки эффективно сти методов свидетельствуют о необходимости выбора метода и алгоритма для каждой конкретной задачи. Так, наиболее эффек тивные .логические методы при расчете надежности лестничных схем теряют свои преимущества по сравнению с методом, пост роенным иа основе теоремы разложения.
Логические методы и методы, реализующие принцип прямого перебора состояний путей, могут успешно применяться при пред ставлении ДС последовательным соединением ее простых сече нии Sj, i =l , ..., Ns. При использовании метода прямого перебора состояний простых сечений
p ( £ ) = l - f f [ l- p ( S ,) H - 2 ll- p ( S iSv)J— ..( - l) 'Vs_1 X
i= l t< v2
x[,-p( s‘)]- (3.21)
В случае использования логических методов (3.21) преобразу ется:
Метод расчета
Число опе раторов ма шинной про- 1 граммы
p ( E ) = l - J l p ( S k). |
(3.22) |
||
А=1 |
|
|
|
|
|
Т а б л и ц а |
3.7 |
Число операций срав |
Требующийся |
Размерность ДС, оце |
|
нения при ПЫП0Л11С- |
размер оператив |
ниваемой за 60 |
мнн |
-HII1I программы |
ной памяти ЭВМ |
работы БЭСМ-6 |
Метод прямого пе |
26 |
N(2N—1 )+Л JL- |
3N |
|
Число элемен |
|||
ребора |
|
состояний |
|
|
|
тов ДС N^ 2 5 |
||
элементов системы |
|
|
|
|
|
|
||
связи |
|
|
|
|
|
|
|
|
Метод прямого' пе |
131 |
h(2h— 1 ) + (2h—*1 ) г |
3W+ 2 hr |
Число |
путей |
|||
ребора |
|
состояний |
|
|
|
|
между |
полюса |
путей ДС |
|
|
|
|
|
ми ДС Л < 18 |
||
Метод с |
примене |
300 |
N'(2N'—1) + |
3N+NBh |
Системы связи |
|||
нием теоремы раз |
|
+ г [ ю о л г - + | ] |
|
|
со специальной |
|||
ложения |
|
|
|
|
структурой |
|||
Метод |
с |
примене |
72 |
А |
Экспоненциаль |
Число |
путей |
|
нием |
логических |
|
2 [6 i+ 4 ]f |
ная |
зависи |
между |
полюса |
|
преобразований |
|
i=l |
мость от чис |
ми ДС Л ^50 |
||||
|
|
|
|
|
ла |
путей |
|
|
61
Однако, как показано в § 9.1, в сложных сетях ЛГв» А . |
Кроме |
того, усложняется задача определения связности сети при |
пред, |
ставлении ее множеством 5. Поэтому точное вычисление р(Е) по (3.21) и (3.22) не находит широкого практического применения.
Основные характеристики машинных программ, реализующих изложенные методы, а также их возможности по оценке надеж ности систем связи приведены в табл. 3.7. Характеристики про грамм проведены без учета ПФМП. Сведения, приведенные в табл. 3.7, являются рекомендациями по практическому примене
нию методов.
Известны также комбинированные методы, объединяющие не сколько принципов. По сравнению с изложенными методами их применение не дает значительных преимуществ по времени полу чения результатов; но вызывает дополнительные затруднения из-1 за сложности преобразований исходной структуры.
Г л ава 4. |
КОРРЕЛЯЦИОННЫЙ МЕТОД РАСЧЕТА |
|
НАДЕЖНОСТИ И ЖИВУЧЕСТИ |
|
ДВУХПОЛЮСНОЙ СЕТИ СВЯЗИ |
4.1.Итеративный алгоритм расчета
Пусть известно множество путей М={р,}, j—1, А. Требуется определить вероятность р(Е) исправности не менее одного пути при заданных вероятностях р(э*) исправности элементов. В целях упрощения изложения дальнейшего материала в данной -главе принято, что М,- обозначает подмножество множества М, содер жащее пути pi, .... Hj, а события Ej и Gj обозначают соответствен но исправность и неисправность этого подмножества.
Информация в ДС по пути р,- передается только при отказе всех путей множества Мы и исправности пути р, независимо от
состояния остальных А—/ путей. Тогда |
|
|
Р № = 2 |
Р W P'OVil^)- |
(4.1) |
/=1 |
|
|
При /=1 p(G0|ei) = l. Сумма |
(4.1) обладает переместительным |
|
свойством. Учитывая, что p(G^x\ej) = 1—p(Ej-x\ej), |
и согласно |
|
(4.1) на /-м шаге |
|
|
Р(£*) = Р(Ej-i)+ Р («j) [1—Р(Ел I е})\. |
(4.2) |
Исключение корреляции состояний путей p*eM,-i и пути pj достигается благодаря использованию формулы условной вероят ности для путей р,-
p fa l^ )= P fa )/ П |
Р (*»)> |
(4-3) |
aen(\iit Hj) |
|
где я(р,-, Pi)=PiDHj, *“ -1» •». Н 1*
62
Применение .соотношения (4.3) |
равносильно исключению эле |
ментов пути p,j из состава путей |
Преобразованные таким |
образом пути называются путями первой итерации, а их множест во обозначено М1,- 1=={М'1г}, i = l i .... /—1- В дальнейшем пути ис ходного множества называются путями нулевой итерации. Ранг
путей r(pIi) ^ r ( p ° 1). |
|
|
событий G ° 3 и |
е°4 для изо |
|||||
Пример |
исключения корреляции |
||||||||
браженной на рис. 3.9,а мостовой схемы сети связи |
приведен |
в |
|||||||
табл. 4.1. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Т а б л и ц а |
4.1 |
|
|
Нулевая |
итерация |
|
|
Первая итерация |
|
||
Обозначе |
|
|
|
Трасса путей |
|
Обозначе |
Трасса |
|
|
ния пути |
|
|
|
|
ния путей |
путей |
|
||
■ А |
*S.I |
|
Я1 |
*1.1 |
|
|
A |
b s . l |
|
А |
*..1 |
|
|
b \ , 2 |
a 2 |
b 2 , t |
A |
b 2 , t |
|
А |
bs, 2 |
|
°2 |
b 2 , t |
|
|
A |
b 2 , t |
|
А |
bS . 2 |
|
°2 |
b l , 2 |
°1 |
*1.1 |
|
|
|
Вероятность |
исправности, не менее одного пути ц|еМ}_, |
|
|||||||
|
|
P ^ - ^ S P H H ' - P ^ L .K )] - |
( « ) |
||||||
|
|
|
|
; = 1 |
|
|
|
|
|
Согласно (4.2) |
условная |
вероятность |
p(Elj-i)=p{E°j-i|e°j) |
||||||
определяется за |
/ |
— 1 |
шагов первой итерации. Исключение корре |
||||||
ляции событий |
Exi-i и е\ при вычислении р{Е\-i|eli) приводит к |
||||||||
необходимости |
организации второй |
итерации, затем |
третьей |
и |
|||||
т. д. Обозначим k |
номер итерации. |
Число |
путей |
в множестве |
MVA с увеличением номера итерации на единицу снижается так же на единицу, поэтому fee[0, у—1], /=1, .... h. На k-й итерации вычисляется вероятность
р ( £ ) - ,) = | р ( е‘) [ 1- К £ ?±,')]. |
...../ - 1 . |
^При k—j—l p(Eii-1)=p(eii~i)3 так как по-условию р(Е*о)= 0. Подставляя в (4.4) выражение p(Ekj-k) на каждой итерации,
получаем
р<*5) ГР ( ^ - |
,) +Р.( «?) {1 |
р (*» [ i - |
|
—j ‘ p ( ev) ( l - . . — |
| iP ( < - = ) ( i - p ( « n ) . .. ) ] } . |
(4.5) |
63
Выражение (4.5) описывает итеративный алгоритм вычисления вероятности р(£‘°з). Для упрощения организации вычислений да лее проведена взаимоувязка наибольшего и текущего значений индекса i с номерами итерации и шага.
Обозначим для этого наибольшее и текущее значения индекса i на k-Yi итерации I(k), i(k). Величина I(k) — это число путей на
fc-й итерации, |
a i{k) — номер |
пути в множестве МАк/о- При Л=0; |
|
|
7(0) = Л, |
(4.6) |
|
а при |
1 согласно ранее изложенному |
|
|
|
/(* + |
1)»£(А)--1. |
(4.7) |
Введение |
взаимосвязанных |
индексов I{k), i{k) |
позволяет за |
писать общее “выражение для проведения расчетов на любом шаге' любой итерации
' р ( Ч и, ) - р («Гй м ) + р К » ) 1 1- ' ’(«ЙЙ-Л- |
|
<4-8»’ |
|
где p(£h+1i(fc)-i)=p(£fti(fc)-i|efti(h)), |
i{k) — \, ..., I{k) ; k=0, |
...» |
/—1.; |
Ниже излагается итеративный |
алгоритм вычисления |
р(£) |
с |
использованием выражения (4.8). Основу алгоритма составляют1 операции по проверке выполнения неравенств:
i(A)</(A); |
(4.9); |
k>Q, |
(4.10)1 |
изменению значений индекса i{k)t определению требуемого чис
ла |
шагов I(k), формированию множеств MA+1»(/i)-i |
при |
переходе |
к |
(Л+1)-й итерации и расчету p(Ehi(h)) по (4.8). |
При |
£ (/е) = 1» |
k=0, ..., /—1, согласно введенному выше условию |
|
|
|
|
р(Ек) = р(е\). |
|
(4.11) |
Выполнение неравенства (4.9) проверяется по окончании каж-1 дого шага /t-й итерации. Если (4.9) выполняется, то индекс i(k)
увеличивается на |
единицу, |
формируется |
множество |
путей |
|
MA+1f(ft)-i, после чего |
по (4.7) |
определяется |
I(k), а значение |
k |
также увеличивается на единицу. Если t(fc)=/(ft), то проверяет ся выполнение неравенства (4.10). Если оно выполняется, то значение, k снижается на единицу и производится расчет р (£Ацл))
по (4.8), после чего вновь переходят к проверке выполнения |
не |
равенства (4.9). Каждая итерация начинается вычислением |
по |
(4.11) вероятности р(ЕкО, а заканчивается вычислением по |
(4.8) |
вероятности р{Екцк)). Полностью алгоритм заканчивается, когда i(k)=I{k) при k=0 (не выполняются оба неравенства (4.9) и (4.10)). Ниже излагается последовательность расчетов при вы полнении первого, второго, третьего и (/-го шагов нулевой ите
рации. |
(4.6) /(0) =h. |
|
Номер итерации k=0, и согласно |
(4.11) |
|
Шаг 1 нулевой итерации. Индекс £ (0) = 1. Согласно |
||
p(E°})=p(e°i). Индекс £(0) < /(0 ), |
поэтому осуществляется |
пере |
ход к выполнению второго шага. |
|
|
64
Шаг 2 |
нулевой итерации. Индекс /(0)=2. |
Согласно |
(4.8) |
||
p(E°2)=p{E°l) +p(e°2y[l—р{Е1\)]. |
Для |
вычисления p(£ ‘i) |
фор |
||
мируется |
множество М11= {м-Ч}* где рЛ |
не содержит элементов |
|||
пути р°2. Значение k увеличивается на единицу: k—l. |
(4.11) |
||||
Шаг 1 |
первой итерации. Индекс |
1(1) = 1. |
Согласно |
p(El\)—p{eh). Первая итерация закончена. Неравенство. (4.9) не выполняется, а неравенство (4.10) выполняется. Поэтому значение k снижается на единицу: k=0. По (4.8) определяется р(Е°2).
Шаг 2 нулевой итерации закончен. Неравенство (4.9) при k=0
выполняется, поэтому осуществляется переход к шагу 3 нулевой
итерации. |
|
|
|
Согласно |
(4.8) |
|
Шаг 3 нулевой итерации. Индекс 1(0) =3. |
||||||
р(Е°з)=р(Е°2) +р(е°з) [1 — р(Е12)]. Д ля |
вычисления |
р{Е12) |
фор |
|||
мируется множество М12 = {р1ь |
иМ- |
Пути р1!, р!2 элементов пути |
||||
(х°з не содержат. Согласно (4.7) |
7(1) =2. Значение k увеличивает |
|||||
ся на единицу: /г= 1. |
|
1(1) = 1. |
Согласно |
(4.11) |
||
Шаг 1 первой итерации. Индекс |
||||||
p{Eli)—p(eh). Неравенство (4.9) выполняется, |
поэтому осущест |
|||||
вляется переход к шагу 2 первой итерации. |
Согласно |
(4.8) |
||||
Шаг 2 первой итерации. Индекс |
1(1) =2. |
|||||
р(Е12)=р(Е1\) +р{е12)'[1—p(E2i)]. Для |
вычисления р(Е\) |
фор |
||||
мируется множество M2i= {p2i}, где |
рЛ |
не содержит |
элементов |
пути р}2. Согласно (4.7) число шагов на второй итерации /(2) = 1. Значение к увеличивается на единицу; 6=2.
Шаг 1 второй итерации. Индекс 1(2) = 1. Согласно (4.11) веро ятность p(E2i)=p(e21). Вторая итерация закончена. Неравенство (4.9) не выполняется, а неравенство (4.10) выполняется. Значе ние k снижается на единицу, и вычисляется вероятность р{Е12). Первая итерация закончена. Вновь неравенство (4.9) не выпол няется, а неравенство (4.10) выполняется. Значение k еще раз снижается на единицу и вычисляется вероятность р(Е°з).
тодом 4 |
Последовательность вычислений вероятности корреляционным ме- |
3—32 |
65 |
s
|
|
fr=0 |
|
J |
|
|
|
s |
■** |
V * |
cx |
|
|||
1 4 |
I |
MS |
p(£°l) |
2 |
2 |
|
|
|
M»2 |
|
|
|
|
P (£ S ) |
|
|
3 |
|
|
|
|
Mo3 |
p (£ °3) |
+7 |
£■ |
s |
|
s ' |
|||
|
|
||
M S |
1 |
1 |
|
MS |
2 |
1 |
|
|
|
2 |
4 |
MS 3 |
1 |
|
|
2 |
3
4
M°4 P (£°4)
fc=i |
|
1 |
|
|
7 |
|
fcf |
+ S |
I s |
Q. |
■'s* |
M S |
P (£ S ) |
|
M S |
P (^ S ) |
|
|
|
M S |
M S |
P (£ S ) |
|
M S |
P {E \) |
|
|
|
M S |
M S |
P(ES ) |
|
|
|
M S |
M S |
|
|
S
l 1
l 1
21
2
k=--2
Л
M S
M S
M S
M S
'аьГ Cl
P (£ S )
P (£ S )
P (£ 2I )
P (£ S )
|
|
Т а б л и ц а |
4.2 |
|
|
1 |
ft=3 |
|
|
7 |
|
|
i |
|
+ s |
s |
s |
+ 5 |
|
V |
V |
|||
|
t |
M S 1 |
1 M S p (^ 3i:) |
1 .
Неравенство (4.9) при k=0 не выполняется, поэтому осуществляется переход к шагу 4 нулевой итерации.
Шаг j нулевой итерации. Вероятность p(E°j-1) вычислена на предыдущем шаге. Индекс i(0)= /\ Согласно (4.8)
Вероятность p(Elj-1) вычисляется за / —1 шагов первой итера ции. Шаг /(/> 1) первой итерации требует выполнения i—1 шагов второй итерации и т. д. Вычисление производится в изложенной выше последовательности.
В качестве примера выполнения организации вычислений по изложенному алгоритму в табл. 4.2, которая дополнительно поя сняется рис. 4.1. приведены значения k, I(k), i(k), моменты фор
мирования |
множества |
и вычисления |
вероятностей |
р(Екцк)) для множества из h= 4 путей. |
^ |
4.2.Оценка эффективности итеративного алгоритма
Объем вычислений р(Е) по итеративному алгоритму опреде ляется числом повторений операции сложения по (4.8) и числом преобразований исходного множества путей. Обозначим их К и М. Согласно алгоритму на шаге 1 нулевой итерации:
Я?=1; |
0, |
(4.12); (4.13) |
а при i(k)> 1 и любых /е последовательность и объем вычислений на i (k)-м шаге полностью соответствуют последовательности и объему вычислений на [i(k)—1] шагах. Кроме того, по (4.8) оп
ределяется р {ЕКцк)), а также |
формируется |
множество М.ш цну |
Поэтому: |
|
|
= |
+ |
(4.14) |
УН?,*,=2A f?w _i + 1. |
(4.15) |
Сложив рекуррентные соотношения (4.14), (4.15) по всем ша
гам и итерациям с учетом (4.12) и (4.13), получим: |
|
* = 2 " - 1 ; М = 2,<_1 — 1. |
(4.16); (4.17) |
Следовательно, объем вычислений р{Е) итеративным алгорит мом очень высок. Для его снижения используется изменение кор реляции состояний путей при преобразовании их исходного мно жества на итерациях. Оценка корреляции рассматривается в сле дующем параграфе.
"4.3. Показатель структурной корреляции состояний путей системы связи
Рассмотрим возможности снижения объема вычислений. Ранг некоторых путей p,lv еМ ^ щ , k ^ l , при возрастании номера ите рации снижается, вследствие чего изменяется корреляция состоя ний путей между собой по сравнению с корреляцией состояний
з* |
67 |
этих же путей на предыдущей итерации. Оценим структурную корреляцию путей на ft-й итерации /-го шага.
Для сокращения записи обозначим а{екцю) вероятность исправ ности пути ц\<л) при условии отказа путей \ihv еМ*<(Л)-ь
По формуле условной вероятности
а (*?(*))— p ( r f (*)) />(<№-■)
P ( ° ( ( S ) - I)
Прибавив к числителю дроби и вычтя из него p(Gkw)-i), разде лив почленно на знаменатель и выполнив несложные преобразо
вания, получим |
|
|
а(*?<*))=р(е?(А)) [1—р(е?(/о, Gi(fc)-i)]» |
(4.18) |
|
где коэффициент структурной корреляции |
|
|
Р (ffie)-1)—Р |
|
(4.19) |
р ( спч- |
|
|
|
|
|
1— р (Е{ (fc)-i) |
|
|
Определим область значений коэффициента |
p(G\(fc)-i, eNw)• |
|
Выполнение i(ft)-ro шага, i(ft)>2, требует организации |
(ft+l)-fi |
|
итерации, и при ft>0 может выполняться условие |
|
|
М((м_1 Л(*?(*) = 0 . к>0; Цк)=2...... |
I(к), |
(4.20) |
называемое в дальнейшем условием независимости.
Из (4.20) следует, что структурная корреляция состояний пу
тей множества |
i и пути цл»(А) |
отсутствует и р{Ек+1цк)-1)*3 |
|||
=p(Ekm -i), и согласно (4.19) p(eki(ft), Gkt(A)_i)=0, а |
в соответст |
||||
вии с (4.18) a(ekm )=p{ehuh)). |
|
|
и ft>0 |
иног |
|
В то лее время при невыполнении условия (4.20) |
|||||
да возможны ситуации, когда путь |
|
содержит один или |
не |
||
сколько путей множества М*«а)-1. Пример приведен |
во втором |
||||
столбце табл 4.1. В ней путь цЧ содержит пути рЧ и рЧ- |
|A.feicfc) |
||||
В этом случае Екщ -\а екцк), так |
как |
исправность пути |
|||
означает исправность |
всех входящих |
в |
его состав элементов, а |
следовательно, и путей множества Шкцну-и в которое эти элемен
ты входят. Тогда |
в (4.19) |
условная |
вероятность |
р (£л+Ч(а ы ) = |
|
= p (£ ftf(fc)-i|efti(fc>) = 1« коэффициент р {екцк), в кт -х) = 1 и |
из (4.18) |
||||
следует, что а(еЛ,-(Ь))=9. Таким образом, |
|
|
|||
|
о< р (4 (*)» Gi(лГ—i)< 1; |
|
(4.21) |
||
|
|
)</>(«?(*>) |
|
(4.22) |
|
При этом в (4.21) |
равенство слева |
возможно при |
любых ft, а |
||
справа — только при f t ^ l |
(пути исходного множества |
отличают |
ся друг от друга хотя бы одним элементом).
Использование (4.18) с учетом (4.19) позволяет записать вы
ражение (4.8) в виде |
|
р (£?(*)) = р (Et{k)-i) + а ( е{<«)—а ( е\до) р (Я* до-i)- |
(4.23) |
68
Тогда при р (екцк), |
G \(/o-i)=0 |
|
р (Eki (k)) = |
р (Et (ft)—1) + P ( (ft)) [ l —p (£ ?(*)_ ()], |
(4.24) |
а при p (ehm , Gki(h)-i) —l |
|
|
|
p(EUk))=p(Eilk)- 1). |
(4.25) |
Следовательно, в том и другом случаях £(Л:)-й шаг вычислений
заканчивается без организации |
последующих итераций. Число |
||
итераций |
снижается на |
ветчину k'=i(k)—k—L В соответствии |
|
с (4.16) |
и (4.17) числа |
К и'М, |
характеризующие объем вычисле |
ний, снижаются на величины 2h'—1 и 1 соответственно. Дальнейшее снижение объема вычислений производится* с
использованием переместительного свойства суммы |
|
||||
t к |
\ |
/lk> |
(£*$_,)] |
(4.26) |
|
р(Е, |
,*,) = |
g |
p ( в*(Ч) [1 |
||
и условия поглощения |
некоторых путей на k-fi итерации, |
k ^ l , |
выполняющегося при жесткой корреляции состояний произвольной пары путей (коэффициент ,pft(eftv 1).
Значение коэффициента р(еА((Л), Gt-(A)_i) зависит от структуры сети вероятностей исправности ее элементов, ранга путей, а так же порядка следования путей друг за другом в исходном множе стве М°/(о). Зависимости р (efei(ft), G\h)-i) от различных факторов имеют сложный характер. Так, коэффициент р(eft»(fe). G\h)-i как функция от вероятностей р(э) исправности элементов сети в од них случаях монотонная, в других — имеет экстремумы, число ко торых может быть более одного. В качестве примера на рис. 4.2 изображены зависимости p(eAi(A), Gki{h)-1) от р(э) для различных путей ДС, изображенной на рис. 1.5. Множество путей сети при ведено в табл. 4.3.
Рис. 4.2. Пример зависимос тей коэффициента структурной корреляции путей ДС от на дежности элементов
Рис. 4.3. Зависимость надежности ДС от числа путей при случайной последовательности их записи
69
Т а б л и ц а 4,з
Как указано. выше, сумма (4.1) обладает |
переместительным |
| |
||||||||||
свойством, однако значения условных вероятностей |
а(е0*) |
суще- |
\ |
|||||||||
ственно зависят от очередности следования |
|
путей |
в исходном |
i |
||||||||
множестве друг за другом. Например, на рис. 4.3 изображены за |
|
|||||||||||
висимости р{Е) от р(э) для сети, содержащей Л=80 путей, |
но |
|
||||||||||
при различных очередностях их записи .в исходном |
множестве: |
|
||||||||||
кривая 1— первых три пути |
структурной корреляции |
между |
со |
|
||||||||
бой не имеет, остальные пути — в порядке возрастания их рангов, |
|
|||||||||||
кривая 2 — пути в исходном множестве записаны в случайном по |
|
|||||||||||
рядке. Отсюда вытекает важный вывод, используемый для сокра |
|
|||||||||||
щения объема вычислений: для любой пары путей p,fev , jx'1», име |
|
|||||||||||
ющих различные трассы, |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
|
Р(е}, |
|
*{). |
|
|
|
|
|
(4.27) |
|
|
где g — событие, |
противоположное |
событие |
е |
(неисправность |
пу |
|
||||||
ти ц). Так, если р{еки gky ) = Г и |
а (е^ )= 0 , |
то p(ehv , g,li) > l |
и |
|
||||||||
а(е% )>1. Однако при p(ekit gkv ) = 1 вычисления на данном шаге |
|
|||||||||||
заканчиваются, а при p(e,lv |
, ghi)> 1 они продолжаются с орга |
|
||||||||||
низацией последующей итерации. Следовательно, последователь |
|
|||||||||||
ность рассмотрения путей для сокращения |
объема |
|
вычислений |
|
||||||||
имеет важное значение. Изложенное поясняется примером. |
|
|
||||||||||
Пусть |
задано |
множество М*3=={|хЛь Л |
|
ц*з}, |
где р/ЧсгрЛз. |
|
||||||
Тогда для |
р(еЛз, |
Gk2) = 1 вероятность а(еЛз)=0. |
Следовательно, |
|
||||||||
для вычисления р(Ек3) достаточно выполнить только два шага. |
|
|||||||||||
Запишем теперь путь р/*3 на первое место, |
а |
путь |
рЛ — на |
тре |
|
|||||||
тье, изменив соответственно их номера. Тогда р,Л3сгрЛ. Однако в |
|
|||||||||||
этом случае для вычисления р(Ек3) требуется выполнить три ша |
|
|||||||||||
га с организацией (6+1)-й |
и (6+ 2)-й итераций, |
так |
как |
р(еЛз, |
|
|||||||
£hi)>l и а(еЛ3)> 1. Несмотря на одинаковость результатов |
в том |
|
7 0