книги / Многочастотные устройства передачи дискретной информации
..pdfФ. А. КАТКОВ, В. В. МАСЛОВ
МНОГОЧАСТОТНЫЕ
УСТРОЙСТВА
ПЕРЕДАЧИ
ДИСКРЕТНОЙ
ИНФОРМАЦИИ
Издательство «Техн1ка> К и е в — 1971
6Ф1
К 2 9
УДК 621.391.7
Многочастотные устройства передачи дискретной информации. К а т к о в Ф. А., М а с л о в В. В. сТехшка», 1971, 84 стр.
Рассмотрены методы повышения эффективности и достоверности передачи дискретной информации при использовании многочастотных кодов. Иссле довано влияние фазовых искажений на скорость передачи и дана методика повышения быстродей ствия частотно-временных систем. Описаны основ ные узлы многочастотных систем и выполненные устройства. Предназначена для инженерно-техни ческих и научных работников, занимающихся раз работкой, проектированием и применением систем передачи дискретной информации, а также может быть полезна студентам вузов соответствующих специальностей.
Табл. 14, илл. 37, библ. 15.
Рецензент В. А. Стулов, канд. техн. наук Редакция литературы по энергетике, электронике, кибернетике и связи Заведующий редакцией инж. 3. В. Божко
Катков Федор Александрович, докт. техн. наук, Маслов Виктор Васильевич, канд. техн. наук
Многочастотные устройства передачи дискретной информации
Редактор издательства инж. Н. М. Корнильева Обложка художника А. Г. Самсонова Художественные редакторы Б. В. Валуенко, Я. Я. Аникин
Технический редактор Л. И. Левочкина Корректор Л. Г. Федотова
3-3-13 |
ХАРЬКОВСКАЯ ТИПООФСЕТНАЯ |
104-7IM |
ФАБРИКА «КОММУНИСТ» |
Решениями ЦК КПСС и Совета Министров СССР пре дусмотрена организация автоматизированных систем управ ления отдельными отраслями и всем народным хозяйством в целом. В информационно-вычислительных системах и в уст ройствах диспетчерского управления и контроля крупных промышленных комплексов по каналам связи передаются значительные объемы дискретной информации, поступающей непрерывно. При этом должна обеспечиваться высокая до стоверность передачи информации, эффективность использо вания каналов связи и надежность работы аппаратуры. При решении этих сложных задач определяющим является выбор рациональных методов кодирования дискретной информации.
В настоящее время для передачи телеграфных сообще ний и данных- (информации, обрабатываемой с помощью вычислительных машин или созданной в результате их дей ствия) используются, коды с временным разделением им пульсов, или временные коды, требующие синфазирования передающего и приемного распределителей. Наибольшее рас пространение получил старт-стопный метод работы теле графных аппаратов. Наряду с высокой достоверностью ско
рость передачи данных должна |
быть значительно выше, |
чем при передаче телеграфных |
сообщений. Поэтому при |
передаче данных по стандартным телефонным каналам связи возникают значительные осложнения вследствие низкого соотношения несущей частоты к частоте манипуляции. Следовательно, число посылок в комбинациях кода жела тельно сокращать и за счет этого увеличивать их длитель ности. Одним из перспективных направлений является при менение для передачи многочастотных кодов, так как в их комбинациях количество посылок минимально. Преиму щества многочастотных кодов особенно значительны при передаче дискретной информации по каналам связи, подвер женным кратковременным прерываниям.
кратковременных прерываний канала связи зависит от струк* туры кода, которая определяет количество посылок в кодо вой комбинации.
Допустим, что за достаточно продолжительное время анализа Т (Л) непрерывно передается текст из кодовых ком бинаций (знаков) длительностью t (N ) каждый (рис. 1). Тогда количество переданных за это время знаков
N - Ш yVlleP “ ‘ *(Л0 •
— t Н и — и М 1 | [ I 1 - I - - H i i i i i
|
|
U |
щ ~л |
Рис. 1. Структура групповых прерываний. |
|||
Если длина кодовой |
комбинации |
равна п0 элементов, |
|
то длительность элемента |
кода |
|
|
t(n) = |
t{N) |
|
|
|
|
пD |
|
В произвольно заданные |
моменты |
времени в течение |
|
Т (А) подаются одиночные и групповые прерывания длитель ностью tm . Одиночные прерывания будем считать группой,
состоящей из одного прерывания. Одна группа может пере
крыть N* десятичных |
знаков (кодовых комбинаций). Сред |
нее количество групп |
за время Т (Л) |
|
1 |
где Тг— суммарное время прерываний за время Т (Л); tm — средняя длительность группы прерываний; С — коэффициент заполнения группы;
С = h »
tj — суммарное |
время |
прерывания |
в |
одной усредненной |
||
группе. |
|
перекрываемых знаков за время Т (А) |
||||
Количество |
||||||
|
|
N\ = km = k |
, |
|
|
|
|
|
1 |
Infi |
|
|
|
где k — математическое |
ожидание числа знаков, |
перекры |
||||
ваемых одной |
|
усредненной группой. |
|
|
|
|
Изучение |
характера |
прерывания |
и |
интервалов |
внутри |
|
групп показало, что можно выбрать такую структуру кода, когда из перекрытых знаков окажутся искаженными только те, у которых подавлен хотя бы один элемент / (л). Вероят ность подавления элемента Рал (П) равна вероятности появ ления в заданной группе в момент / (л) прерывания дли тельностью / > 0,5/ (л). Если Рэл (П) = P[t > 0,5/ (л)], то вероятность искажения одного знака группой прерывания
Pta (И) = P [ t > 0,5/ (л)] я.,
где / = 0,5/ (л) — время срабатывания приемника. Математическое. ожидание количества искаженных зна
ков из числа перекрытых m группами
N, = N\P-,m(И) = И > „ Р |
[ ' > '0 ,5 f (л)| |
|
|
||||||
а вероятность искажения одного знака за время Т |
|
|
|||||||
р,н(щ = , , |
N |
N |
|
Т {A) tmC |
|
(I) |
|||
|
|
|
|
|
|
||||
|
|
при N -+ OQ |
|
|
|
|
|
||
Вероятность |
прерывания в |
интервале времени At -*■0 |
|
||||||
|
|
|
|
Р ( Д / ) = £ . |
|
|
|
|
|
Суммарное |
время |
прерывания |
7 \ |
* |
|
т |
|||
содержит |
Ах — ^ , |
||||||||
а общее время |
испытаний |
А = |
|
отрезков длиной |
At. |
||||
Отношение |
Д |
|
А |
оо |
(Д/ -*• 0) в пределе равно вероят |
||||
при |
|||||||||
ности прерывания |
в течение времени |
At |
|
|
|||||
р ( Л ' ) = х - |
( 2 ) |
ний не изменится, если этот участок разбить на достаточно большое, но конечное число (Q) отрезков.
Перемещая |
|
по |
стрелке |
на |
отрезке |
/а_с = |
t (N), |
легко |
||||||||||
установить, |
что |
все |
положения, |
при |
которых |
передний |
||||||||||||
фронт t,n укладывается |
|
на |
участке |
ta_ b, |
благоприятны |
q{ |
||||||||||||
и положения на участке |
tb_ c благоприятны |
q2. |
q2 случай, |
|||||||||||||||
Следует |
исключить |
из |
числа |
благоприятных |
||||||||||||||
когда передний |
фронт |
tm совместится |
с |
точкой |
с, |
так |
как |
|||||||||||
при этом возникает вариант, |
аналогичный исходному. |
Под |
||||||||||||||||
считаем число |
случаев, |
благоприятных |
|
и q2: |
|
|
|
|
||||||||||
|
|
|
|
ЧП |
|
t (N) + t (N) —7 |
|
|
|
|
|
|
||||||
|
|
|
|
t{N) |
|
|
|
|
|
|
m |
|
|
|
|
|
||
|
Qi = |
|
|
|
|
|
|
|
-hi; |
|
|
|
|
|||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||
|
|
|
|
|
I |
tm |
/{W) + *(W-7fJ |
|
|
|
|
|||||||
|
Qi — |
Q — |
|
t (N) |
|
if |
|
|
|
— 1. |
|
|
|
|
||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||
Найдем |
вероятности |
Рл и Pz: |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||
|
|
|
Pi = |
t(N) |
____ inL. _j_ I _i— L - |
|
|
|
|
|||||||||
|
|
|
|
t(N) )^ |
^ |
Q |
' |
|
|
|
|
|||||||
|
|
|
p |
_ |
ЧП- _ |
|
I |
|
Q * |
|
|
|
|
|
||||
|
|
|
ч |
~ |
t (N) |
|
t(N) I |
|
|
|
|
|
|
|||||
Подставляя |
Рг и P2 в формулу |
для |
k, |
получаем |
|
|
||||||||||||
k = { i m + 1 Н |г ^ ) | — |
|
+ |
|
+ |
|
|
|
|||||||||||
|
+ |
1 |
hn |
I |
I о\ ( |
|
__ |
h |
n |
___1_1 |
|
|
|
|
||||
|
\ t ( N ) \ ^ l \ t ( N ) |
t (N) |
|
Qj* |
|
|
|
|
||||||||||
После преобразований |
найдем |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||
|
|
|
|
k = |
tm |
+ |
i - |
JL |
|
|
|
|
|
|
|
|||
|
|
|
|
t m |
Q ' |
|
|
|
|
|
|
|||||||
Так как Q-+■ со по условию, выражение для k о малой ошибкой можно записать
ь = - т- -hi
Подставив k в формулу (3) и произведя преобразования, получим
nBP(A()P[t>0,5t{n)]
Psnim - |
С |
(4) |
|
|
Величины P[t > 0,5/ (л)], С и t(N) являются статистическими, поэтому, учитывая конкретные вероятности появ ления групп заданной длительности Р(т{) и соответствую щие каждой группе величины P J / > 0,5/ (л)], Ct и P (mt), формулу (4) перепишем
|
i=k |
P{[ t>0, 5t (n) ]P(mt) Г<(Л0 |
+1 |
|
|
Р 3„(й ) = ппР ( Д / ) ^ |
(5) |
||||
|
1=1 |
С, |
К |
||
|
|
|
|
||
Имея |
конкретные |
функции |
распределения |
ср (С) |
|
и <р [P[t > 0,5/ (л)]}, определим их математические ожидания
|
Л4 (С) = С = |
J Сф (С) dC |
|
|
|
||
и |
|
О |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
M{P[t > 0,5/ (л)]} = |
P[t > |
0,5/ (л)] = |
|
|
|||
ев |
|
|
|
|
|
|
|
= \ Р [/ > |
0,5/ (л)] ф (Р [/ > |
0,5/ (л)] dP [/ > |
0,5/ (л)]) |
|
|
||
6 |
|
|
|
|
|
|
|
Подставляя |
С и Р [/ > 0 ,5 / (л)] в |
формулу |
(5), получаем |
||||
|
|
i=k |
|
( |
) |
||
Рт(И) — ПшР(АО P|'> ° ’5, W| 2 |
f^ |
+ 11 |
|||||
|
6 |
||||||
|
С |
i= l |
L 1 |
J |
|
|
|
В работе [6] показано, что длительности групп прерыва ний распределяются по нормальному закону. Подставив Р (,тf) = ф (tm.) в выражение (6), можем перейти от суммы
к интегралу
Рзн СИ) =
|
_ |
|
|
ро |
_(Jm — М )% |
|
П„Р (40 Р [ ! > ОМ (я)] [ |
((ДГ) |
f_e |
«»■(/„) |
|
= |
г |
Ш |
Т |
к / *- |
+ 1 Г (7) |
где о (/т ) — средняя квадратическая отклонения случайной величины tm\ М — математическое ожидание величины tm.
Преобразуем выражение (7):
о /г Л |
noP ( b t ) P [ t > 0 , 5 t ( n ) } ( ц N) |
_ |
Рж (и) - |
= |
|
* [ ( 1~ 2 ? W ) ) £> + «r <W |
(8) |