lect
.pdfи неубываюпдей очередности во времени (во входном потоке) |
|
||
Td(n) <rd(n + l), |
n = l,N-l, |
d = l,D, |
|
интервалы ожидания задаются выражением |
|
|
|
Мг1)=^:т,(п^1)-Егд(п) |
(5.78) |
||
9=1 |
9=2 |
|
|
И задержка становится равной |
|
|
|
Г«(ДАГ,0)= |
Ег^(АГ)+ |
Е ' П ( П ) . |
(5.79) |
|
d=l |
п=1 |
|
Пусть Td(n) связаны следуюгцими неравенствами:
Td(n)>Td+i{n), |
d = l,D-l, |
n = l,N, |
|
rd(n) > rd(n + l), |
гг = 1,Л^-1, |
d = l,D. |
|
Тогда при дополнительном условии |
|
|
|
Td{n + l)>Td+i{n), |
n = l , i V - l , |
d = l,D-l, |
(5.80) |
интервалы Ed{n) определяются соотношением (5.78), а задержка - вы ражением (5.79). Если же дополнительное ограничение имеет обратный вид
Td(n + 1) < Td+i{n), п = l , i V - l , |
d = 1 , Z ) - 1 , |
(5.81) |
то интервалы ожидания Ed{n) = О для всех |
d ж п ж задержка выража |
|
ется зависимостью (5.77). |
|
|
В том случае когда Td{n) связаны неравенствами |
|
|
Td(n) < Td+i(n), d = l,D -1, |
n = l,N, |
|
Td{n) < гДп + 1), n = 1, AT - 1, d = l,D, |
|
|
при выполнении дополнительного ограничения (5.80) T^{D,N,0) |
прини |
|
мает вид (5.79), а при справедливости (5.81) - (5.77). |
|
Из анализа рассмотренного ряда зависимостей показателя T^{D, N, 0) при различных связях между rd(n) можно сделать вывод о том, что хо рошим приближением задержки неоднородного потока пакетов в неодно родном виртуальном канале является следующая эвристическая оценка:
f-(D,N,0)= |
Е |
rM(n)-^j:TdiM), |
|
п=1,пфМ |
d=\ |
тм(п) = max Td(n), Td{M) = max Td{n). |
||
d=l,D |
|
n=l,N |
Данное приближение является верхней границей задержки T^{D,N,0) < f«(D,iV,0).
201
5.5В ы в о д ы
1.Для различных условий функционирования неоднородной сети пакет ной коммутации построены модели виртуального соединения (п.5.2, 5.4), отличающиеся учетом влияния конвейерного эффекта [65, 211], проявляю щегося при передаче мультипакетных сообщений по многозвенным вирту альным каналам, на время доставки пользовательских данных абонентам сети.
2.Показано (п.5.2.1), что задержка мультипакетного сообщения в ненагруженном (пустом) виртуальном соединении (5.1) в значительной мере определяется звеном соединительного пути с наибольшим временем пере дачи кадра.
3.Обнаружено свойство пространственно-временной симметрии детер минированного процесса информационного переноса, выражающееся в ин вариантности показателя задержки одиночного однородного сообщения размера N в неоднородном виртуальном канале длины D и неодно родного сообщения размера D в однородном виртуальном канале длины Л'' при условии равенства элементарных задежек пакетов в виртуальных каналах:
Td = T(n), d = l,D, |
n==l,D. |
Задержка сообщения при этом инвариантна к расположению неоднородностей в пространстве (в тракте передачи данных) и порядку неоднородно сти во времени (в последовательности пакетов неоднородного сообщения).
4.Получено условие целесообразности фрагментации сообщения на па кеты при его передаче по многозвенному виртуальному сообщению (5.10). Найдены аналитические зависимости оптимальной (по критерию миниму ма средней задержки абонентских сообщений) длины кадра от структуры сетевого трафика и параметров виртуальных каналов для идеальной одно родной и неоднородной сети пакетной коммутации (5.18), (5.16) и ее оценки для сети с реальными свойствами каналов связи (5.27), (5.26). Сформули ровано правило выбора длины кадра (5.19), учитывающее ограничения рекомендации ITU-T Х.25 на размер информационной части пакета дан ных.
5.Для случая умеренной нагрузки на сеть развит метод выбора длины кадра и размера окна неоднородной сети передачи данных (п.5.3), отлича ющийся совместным учетом критериев системы (пропускной способности межуз,ловых соединений) и пользователя (времени доставки пользователь ских данных по виртуальным соединениям).
202
6. Из анализа задержки сообщения в нагруженном виртуальном соеди нении (п.5.4.) установлено, что при любом характере сетевого трафика (с пакетами одинаковой или различной длины) наилучшей в смысле времени доставки пользовательских данных стратегией формирования очередей к выходным каналам связи вдоль многозвенного тракта передачи является инверсное по длинам путей до адресата и размерам пакетов упорядочение элементов очереди.
7.При передаче по однородному виртуальному соединению однородного потока пакетов (пакетов одной длины) задержка сообщения (5.50) не зави сит от состава отдельных очередей к выходным каналам связи (количества пакетов, адресованных в транзитные узлы).
8.Обнаружено свойство инвариантности задержки сообщения к струк туре очереди в начале пути (порядку расположения пакетов в очереди, адресованных в различные узлы): для неоднородного виртуального соеди нения (соотношение (5.45)) - при невозрастающих с длиной пути интерва лах между передачей однородных пакетов по отдельным звеньям тракта передачи данных (условие (5.44)), а для однородного виртуального соеди нения с неоднородным трафиком (соотношения (5.60), (5.73)) - при не убывающем по времени передачи (длине) расположении пакетов в очереди перед сообщением (условие (5.59) для прямой очереди и условие (5.72) для инверсной очереди).
203
Глава 6
СТОХАСТИЧЕСКИЕ МОДЕЛИ КОНВЕЙЕРНЫХ МЕХАНИЗМОВ ПРОЦЕССА ПЕРЕНОСА ДАННЫХ В ВИРТУАЛЬНОМ СОЕДИНЕНИИ (ВЛИЯНИЕ ДЛИТЕЛЬНОСТИ СКВОЗНОГО ТАЙМ-АУТА НА ВЕРОЯТНОСТНО-ВРЕМЕННЫЕ ХАРАКТЕРИСТИКИ МНОГОЗВЕННОГО ТРАКТА)
Одними из наиболее значимых показателей качества обслуживания абонентов информационно-вычислительных сетей являются вероятность доставки сообщений между взаимодействующими приложениями за за данное время и средняя сквозная задержка информации пользователя в виртуальном канале. Важным аспектом эффективной организации процес са транспортировки данных является вопрос выбора длительности таймаута ожидания сквозного подтверждения на сквозную доставку информа ции удаленным абонентам [116]. Известные подходы [20, 204] к решению этой проблемы позволяют изучать влияние длительности тайм-аута не приема квитанции на операционные характеристики процесса передачи данных при заданных распределениях времени переноса информационных пакетов и подтверждений между корреспондирующими абонентами. При этом явно не учитывается специфика сквозной транспортировки данных по многозвенному виртуальному соединению, а вопрос адекватности зада-
204
ваемых распределений реальному процессу передачи информации не рас сматривается и остается открытым.
В данной главе предложен подход к построению распределения времени передачи информационного пакета в виртуальном канале с искажениями, на основе которого проводится анализ влияния длительности сквозного тайм-аута неприема квитанции на операционные характеристики процесса транспортировки данных. В п.6.1 предложена модель тракта передачи дан ных с искажениями на отдельных участках переприема в виде стохастиче ского конвейера. В п.6.2 получены вспомогательные соотношения, необхо димые для анализа стохастического информационного переноса. П.п.б.З- 6.4 посвяЕдены исследованию различных схем сквозного квитирования. В п.6.5 анализируется процесс передачи мультипакетного сообгцения в мно гозвенном виртуальном соединении. В п.6.6 построена процедура расчета длительности тайм-аута.
6.1Вероятностно-конвейерная интерпретация мно гозвенного виртуального соединения
При наложении фактора искажений протокольных блоков данных и механизма решаюгцей обратной связи (повторных передач искаженных блоков) на конвейерный эффект, имеюш;ий место для процесса переноса информационных потоков по многозвенным (многофазным) трактам, вир туальное соединение можно интерпретировать, как стохастический кон вейер, в котором время обработки на отдельных фазах является случай ным. Поскольку на уровне сквозной передачи мультипакетных сообщений прикладных систем актуальной задачей является определение длитель ностей интервалов ожидания сквозных подтверждений' (сквозных таймаутов) , то важным аспектом становится вероятностное описание процесса сквозного информационного переноса на транспортном уровне. Исчерпыва ющее описание стохастического конвейера задает распределение времени сквозной доставки прикладных сообщений адресату, позволяющее полу чать вероятностно-временные характеристики протокольных управляю щих процедур транспорного уровня. Перейдем к поиску такого распреде ления.
Рассмотрим процесс переноса мультипакетного сообщения, состоящего из N пакетов, по многозвенному виртуальному соединению длины -D > 1, выраженной в количестве межузловых связей. Предположим, что каждое звено виртуального соединения управляется стартстопной процедурой об-
205
мена [20] и имеет одинаковые длительности цикла передачи пакета Т от начала вывода его в линию связи до момента получения квитанции.
С вероятностью |
Rnd, п = 1,N, d = 1,D в каждом звене d происхо |
дит искажение |
п-го информационного пакета и согласно управляющей |
процедуре осуществляется их повторная передача. Считается, что число повторных передач не ограничено. Тогда время безошибочной передачи пакета по d-uy межузловому соединению является случайной величиной, кратной длительности цикла Т и распределенной по геометрическому закону с параметром 1 — Rnd-
Предполагается также, что отправка пакета на каждом участке вир туального соединения начинается только после того, как он без искаже ний был передан по предыдущему участку пути. Считается, что сквозная транспортировка данных организована следуюпщм образом. На передачу пакета удаленному адресату и получение от него ответной квитанции вы деляется тайм-аут длительностью S интервалов размера Т. При неполу чении квитанции за время тайм-аута отправитель организует повторную сквозную передачу. Количество сквозных повторных передач также пола гается неограниченным.
6.2АналитическсШ вычислимость сумм показательностепенных функций
Взадачах моделирования стохастических конвейерных механизмов про цесса информационного переноса часто возникает необходимость в сумми ровании выражений, являющдхся произведением показательной и степен ной функций индекса суммирования:
к
i2i'x\ 0<а;<1.
г = 1
Значения этих сумм, приводимые в справочниках [38, 108], известны толь ко при величинах показателя степенной функции s = 0,3 и не приведены к каноническому виду. В данном разделе предлагается подход, позволяю щий последовательно получать аналитический вид сумм для произволь ных значений показателя s.
Предлагаемый метод основан на эквивалентности представления исход ной суммы с одним основанием показательной функции в виде двойной суммы с двумя основаниями показательной функции при равенстве осно-
206
вании:
г = 1 |
г = 1 |
j — l |
При у = X. Такое представление позволяет последовательно находить |
||
значения сумм для произвольного |
s. |
Однако, при этом необходимо выпол |
нение предельного перехода к одному основанию показательных функций, который приводит к трудоемкой операции раскрытия неопределенности вида О/О. Выполняя в правой части данного равенства суммирование и предельный переход при у —^ х, получаем:
Данное соотношение при s > О представимо в виде:
к |
^(Л _ г^Л S-1 |
Ь^к+г |
( |
S-1 i-s-l-« / о \ г-1 |
\ |
S '^^'=;Ь)^ S ^^^-т^ |
\^-' м: (13^ (:) |
,?/^-«^'j • |
Поскольку для к = \ значение искомой суммы равно х^ то при извест ных начальных условиях (выражениях для сумм при s = 0,3) отсюда получаем алгебраическое уравнение относительно коэффициентов Ai[s) при степенях х. Последовательно решая данное уравнение при 5 = 4,10 и канонизируя полученные и известные [38, 108] соотношения приходим к следующим выражениям:
Е^- |
= 4 ^ ; |
|
|
(6.1) |
г=1 |
i — X |
кх''+'^ |
|
, , |
^ ,. |
х{\ - х^) |
|
||
E ^ V |
= ^^ _ ^ / - |
^ — ^ ; |
_ |
(6.2) |
^ . 4 - |
|
X(l - |
Х>')(1 + Их + ПХ^ + X^) |
Ь^+^ |
|
|
|||
E « V |
= |
-^ |
^^71 |
|
45 |
^ - : , |
X |
|
|
г=1 |
|
1 |
(1 ~ ^) |
1 — X |
|
|
|||
|
|
3 . 4А;^ |
I 6fc(l+x) |
4(l + 4x-^x^)] |
(6.5) |
||||
|
|
><|^ |
+ Г Г ^ + |
(1-:,)2 + |
(1 _ ^)3 |
I ' |
|||
Д г . |
= |
х(1 - |
а:*)(1 -Ь 26ж -Ь бба;^ -f 262:^ -Ь гс^) |
Ь^+1 |
X |
||||
V г^х |
-^ |
^^ |
7 |
-^ |
|
|
|
207
J 4 |
5A;3 |
10k'^{l + x) 10A;(1 + 4ж + a:^) |
+ |
^ 3 ^ ) i |
) ; |
(6-6) |
|
|
f . |
|
6A;^ |
15A;3(l + a;) |
20P(1 + 4a; + a:2) |
|
||||
|
|
[ |
1 — a; |
(1 — xy |
|
|
(1 — xy |
|
|
||
|
|
1Щ1 |
+ llx |
+ llx"^ + x^) |
|
|
|
|
|
||
|
|
|
|
{1-х) 4 |
+ |
|
|
|
|
||
|
|
6(1 + 26:r + 66^2 + 26^2 + x^) ] |
|
|
|
|
|||||
Д 7 ,• |
a;(l - ar^)(l + 120a; + 1191a;2 + 2416a;3 + 1191a;4 + 120a:5 + x^) |
||||||||||
гЙ |
|
kx^+^ |
f 6 |
Ik^ |
(1 - Xf |
|
35fc^(l + 4a; + a;^) |
|
|||
|
|
2lA;^(l+a;) |
|
|
|||||||
|
|
1—a;[ |
|
1 — X |
(1 — xy |
|
(1 — a;)' |
|
|||
|
|
35P(1 + 11a; + lla;2 + x^) |
2lk{l |
+ 26a; + 66a;2 + 26x^ + |
x^) |
||||||
|
|
|
|
{l-xY |
+ |
^ |
T. |
^i |
- + |
||
|
|
|
|
|
|
|
|
{l-xf |
|
||
|
|
7(1 + 57a; + 302a;2 + 302a;3 + Ых"^ |
+ x^) \ |
|
,^ , |
||||||
|
+ |
^ |
|
|
ji^^ |
|
|
-]' |
|
(«•') |
|
V z V = |
; |
~ \}{l |
+ 247a: + 4293a;2 + 15619a;^ + 15619a;^ + 4293a;^ + |
||||||||
i=l |
(1 — |
xy |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
6 |
7 |
b^+1 |
/ 7 |
8A;^ |
+ |
28A;5(l+a;) |
|
||
|
+247a;^ + a;0-:^ |
W + |
|
,^ |
^^ • |
|
|||||
|
|
|
|
|
1 — a;[ |
1 — a; |
|
(1 — xy |
|
||
|
^ 56A;4(1 + 4a; + x'^) |
10k^{\ |
+ 11a; + lla;^ + |
x^) |
|
||||||
|
|
|
(l - a;)3 |
|
|
(1-a;)^ |
|
|
V i\'
,-1
i=l
56A;2(1 + 26x + 66a;2 + 26x^ + x^)
^ |
(1 - xf |
^ |
28fe(l + 57a; + 302a;2 + 302a;^ + 57a;^ + x^)
^ |
(l-a;)6 |
"^ |
|
8(1 + 120a; + 1191a;2 + 2416a;^ + 1191a;^ + |
120a;^ + a;^) 1 |
|
|
•^ |
(Г="^)7 |
j ' |
^^-^^ |
= ^ i i i : ^ ( i |
+ 502a; + 14608a;2 + 88234a;^ + 156190a;^ + +88234x^ + |
||
(1 - xY^ |
|
|
|
208
+14608^^ + 502x^ + x^) - |
{ k^ + |
+ |
, ^ ,„ ^- |
|
84A;^(1 + 4ж + x'^) |
|
1 — X [ |
1 — X |
(1 — X)^ |
126A;4(1 + llx + llx^ + ж^) |
||||
(1 - xf |
"^ |
(1 - x)4 |
|
"^ |
, 126A;3(1 + 26a; + 66a;^ + 26a;^ + x"^) (1 - a;)5
84A;2(1 + 57a; + 302a;2 + 302a;3 + 57a;^ + x^) |
|
(1 - xY |
+ |
|
36A:(1 + 120a; + 1191a;^ + 2416a;^ + llQla;^ + 120a;^ + x^)
(1 - a;)^:(1 + 247a; + 4293a;2 + 15619a;^ + 15619x^ + 4293a;^ +
|
+ 247а;^+ж^)}; |
|
|
|
|
(6.10) |
|
E « ^ V = |
/~^^J(1 |
+ 1013a; + 47840a;^ + 455192a;^ + 1310354a;^ + |
|
||||
i=i |
(1 - xy^ |
|
|
|
|
kx^'^^ |
|
|
+1310354a;^ + 455192a;^ + 47840a;^ + 1013a;^ + a;^) |
\кЧ |
|||||
|
1 — a; "- |
||||||
|
lOA;^ |
45A;^(1 + x) |
120fc^(l+ 4a; + a;^) |
|
|
||
|
" ^ l " ^ " ^ |
(l - a;)2 |
^ |
(1 - a;)3 |
+ |
|
|
|
210A;^(l + lla; + lla;2 + a;3) |
|
|
|
|||
|
252A;'^(1 + 26a; + 66a;2 + 26a;3 + a;^) + |
|
|
|
|||
|
|
(1 - |
a;)^ |
|
|
|
|
|
210fe^(l + 57a; + 302^2 + 302a;^ + 57a;^ + |
x^) |
|
|
|||
|
"^ |
|
(1 - |
xf |
_^ |
|
|
120A;2(1 + 120a; + 1191^^ + 2416a;^ + 1191a;^ + 120a;5 + a;^)
45A;
(1 - a;) (1 + 247a; + 4293a;2 + 15619a;^ + 15619a;^ + 4293a;^ + +247a;^ + a;"^) +
(1 - a;)^;(1 |
+ 502a; + 14608a;^ + 88234a;^ + 156190a;^ |
+ |
+ 88234a;^ + |
14608a;^ + 502a;^ + x^)} . |
(6.11) |
Отметим, что последовательно применяя данный прием можно найти соотношения для сумм, содержащих произвольную степень индекса сум-
209
мирования. Кроме того, при ;г < 1 последовательности, образованные произведением показательной и степенной функций, сходятся и из найден ных соотношений нетрудно получить суммы рядов.
6.3Анализ переноса данных при сквозном квитиро вании информационными пакетами
6.3.1Функция вероятностей времени доставки пакета
Найдем вероятность сквозной передачи одиночного информационного пакета p(k,N,D) по виртуальному соединению длины D ровно за к интервалов длительности Т. Очевидно, что число интервалов должно удовлетворять условию к > D. Пусть D = 1. Тогда
p(k,l,l) |
= |
(l-R)R''-\ |
При D = 2 функция вероятности задается суммой всех возможных про изведений вероятностей успешной передачи пакета по первому и второму звену виртуального канала за время к:
р{К1,2) = (1 - i?i)(l - П2)ЕК{К^-' |
= |
||
|
i=l |
|
|
( |
F?^-l |
R^-1 1 |
|
= (1-Л0(1-Й2) / |
^ + / |
^ . |
|
[Ki |
— П2 |
il2 — xti J |
|
Если J9 = 3, то искомая вероятность р(А;, 1,3) |
принимает вид: |
||
р(^,1,з) = (1 - Ei)(i - i?2)(i - |
|
|
>j pk-S-i-j |
Rs)ER\'~E'RiR |
|||
|
г=0 |
i= 0 |
(1 - Д,)(1 - «2)(1 - Дз) {(д, _ Дд^ _ Лз) + (й, _ 4\Л2 - Лз) +
• . ^ г . _ 1 |
% |
(i?3 - Ri){(R3s |
- R2)j |
Для произвольного D функция вероятности определится следующим |
|
образом: |
|
р{к,i,D)=f[(i-Rd)tRi'--- |
Е R'D-2 Y: R'o-lRi^ |
210