lect
.pdfдискретным временем, состояниям которой соответствует размер очереди переданных, но не подтвержденных информационных кадров, Фактически F/, при этом, будут вероятностями состояний цепи Маркова. Очевидно, что из нулевого состояния в первое передаюпщй узел переходит с веро ятностью детерминированного события. Дальнейший рост очереди непод твержденных кадров происходит с вероятностью искажения квитанции Ro (см. рис.2.6, 2.7).
Врежиме селективного отказа получение узлом-отправителем квитан ции в состоянии с номером / = 1,а; — 1 вызывает переход в первое со стояние, поскольку поступившая квитанция не содержит подтверждение или отказ на информационный кадр, переданный в текущем цикле (см. рис.2.6).
Врежиме группового отказа при этих же условиях переход в первое состояние выполняется только тогда, когда все информационные кадры, отправленные к началу текущего цикла, получены адресатом без ошибок.
Впротивном случае, происходит переход в нулевое состояние (см. рис.2.7). Так как в состоянии с номером со передача информационных кадров при останавливается, то переход из этого состояния возможен только в нулевое состояние.
Таким образом, для переходных вероятностей однородной цепи Марко ва, описывающей динамику очереди неподтвержденных кадров в устано вившемся режиме, справедливо:
|
|
1, |
|
J = 1, |
г = |
О, |
|
|
|
||
|
|
Ro, |
|
j = г-Ы, |
|
г = |
1,0; - 1, |
|
|||
|
nij |
= < 1 - |
Ro, |
j = 1, г = |
1,си - 1, |
|
|||||
|
|
1, |
|
j = 0, i = |
u, |
|
|
|
|||
|
|
О, |
|
в остальных случаях, |
|
||||||
для случая селективного отказа и |
|
|
|
|
|
|
|
||||
|
1, |
|
|
|
j |
= |
1, |
г = |
О, |
|
|
|
{Г- |
Ro)(l - |
Rn)\ |
j |
= |
г + 1, |
г = 1,и |
— 1, |
|||
Щ = < |
i |
|
= |
l, |
г = |
1,0; - !, |
|||||
|
(1 - |
Ro)(l - |
(1 - |
RnY), |
j |
|
= 0, |
г = 1,и- |
1, |
||
|
1, |
|
|
|
j |
|
= |
0, |
i = Lo, |
|
|
|
0, |
|
|
|
в остальных случаях, |
для случая группового отказа. Теперь для каждого режима защиты от ошибок можно записать систему уравнений равновесия. Начнем с режима
51
о ) |
К 1 ) |
К 2 ) — • • • ^ u ; - l) |
Н uj |
(1 - Ro) |
(1 - Ro) |
(1 - Ro) |
Рис. 2.6: Цепь Маркова, описывающая динамику очереди неподтвержденных кадров для режима селективного отказа
52
(1 — Ro)Rn |
(l - i?o)(l - |
( 1 - Д о ) ( 1 - |
|
|
- ( 1 - Д „ п |
-(1-Д„Г-^) |
|
Ro |
Ro |
Rn |
|
|
|
ш-l] |
-Ч о; |
{l-Ro)x |
{l-Ro)x |
{l-Ro)x |
|
x ( l - i ? „) |
xil-RnY |
|
|
Рис. 2.7: Цепь Маркова, описывающая динамику очереди неподтвержденных кадров для режима группового отказа
53
селективного отказа: |
|
|
|
|
Р |
— Р |
|
|
|
|
|
W-1 |
(2.18) |
|
Pi = F,+(i-i?jx:p/, |
||||
Pi |
= Pi-iRo, I = 2,и. |
|
||
С учетом условия нормировки отсюда находим: |
|
|||
|
(1 - Ео)Щ-' |
1 = 0, |
|
|
Pi = { |
1 + i ? r 41 - 2^о)' |
(2.19) |
||
(1- RM-' |
/ = 1,0;. |
|
||
[ 1 + |
Щ-\1-2Ко), |
|
||
Из данного соотношения видим, что при Ro = 0 и о; > 1 |
распределение |
|||
вероятностей состояний цепи Маркова принимает вид: |
|
|||
Pi = l, |
Pi = 0, 1 = 0,2;^. |
(2.20) |
То есть для исключения непроизводительных простоев в прямом канале при абсолютно надежном обратном канале дуплексного соединения доста точно выбрать ш = 2. Учитывая (2.16) и (2.19), из (2.15) получаем:
ш =
Подставляя (2.17) и (2.21) в (2.14), приходим к следуюпцему выражению для пропускной способности межузлового соединения, управляемого асин хронной процедурой обмена в режиме селективного отказа:
|
г |
TJ |
(2.22) |
CAC{L,UJ) = |
ZAC{^), |
||
где |
{I - R,) {I - |
(I + uj(l - Ro))Rt} |
|
-^лс(^) = |
(2.23) |
||
|
1 + (1 - 2Ro)R^,-^ |
|
Рассмотрим режим группового отказа. Система уравнений равновесия, аналогичная (2.18), в этом случае имеет вид:
W-1
\Ь
о E P / ( l - i ? o ) ( l - ( l - i ? n ) ' ) ,
Ы
Pi = р,+^j:1=1т - Ro){i - Rn)\
Pi = Pi-iRo, I = 27^.
54
Отсюда с учетом условия нормировки для стационарных вероятностей со стояния цепи Маркова получаем:
|
(1 - |
Ro){Rn + (1 + Ro)(i - Rn)lRoii - |
Rn)r-'} |
/ = o, |
||||
Pi = |
1 + i?„ - i?c + (1 - RofRrK'^ - Rn)'' -R^{1- |
Roil - |
Rn))' |
|||||
|
|
|
(1 - Ro)(l - Ro(l - Rn))Rl-' |
|
|
|
||
|
I i-^Rn-Ro |
|
|
^ ^''^' |
||||
|
+ (i-RoyRr4i-Rn)''-R^o{i-Roii-Rn)y |
|
||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
(2.24) |
При |
Ro = 0 |
и |
|
Ш > 1 распределение |
(2.24) принимает |
вид |
PQ = |
|
Rn/{1 |
+ Rn), |
Pi |
= |
1/(1 + Rn), ^/ = 0, / |
= 1,0;. |
Таким образом, для |
режима группового отказа максимальная нагрузка на прямой канал при абсолютно надежном обратном канале достигается так же, как и в случае селективного отказа, уже для и = 2. Из (2.19) и (2.24) нетрудно видеть,
что |
и> = 1 приводит к распределению, не зависящему от типа отказа |
|
и параметров канала связи: Pi = 1/2, |
/ = 0,1. При этом прямой канал |
|
половину времени простаивает в ожидании квитанции. |
||
Из формул (2.15), (2.16) и (2.24) следует, что |
||
U! |
(1 - Rn){Rn - Д^[1 - Rojl - |
Rn) - (1 - Ro)(i - Дп)"+^]} |
= Rn{i + i?„ - i?o + (1 - Ro)^Rr4i |
- Rn)'' - i?^(l - Roil - Rn))} |
Тогда пропускная способность звена передачи данных при управлении асинхронной процедурой обмена в режиме группового отказа определится следующим выражением:
|
CAriL,u;) |
= ^^ZAriu^), |
(2.25) |
где |
|
|
|
/ ^ |
(1 - Rn)ii - Ro){Rn - i^[l - Roil - Rn) - |
(1 - Ro)ii - Дя)"+^]} |
|
^'^""^ |
Rn{l + Rn-Ro + ii- |
RofR^o-\l - Rn)'' - |
i?^(l - i^^l - Rn))} |
|
|
|
(2.26) |
Теперь интересно рассмотреть поведение потенциальной пропускной способности межузлового соединения для различных режимов отказа в ря де частных случаев.
1. Полагая в (2.22) и (2.25) размер окна равным единице, приходим к соотношению для пропускной способности стартстопного протокола (2.3) при симметричном трафике ( т = 2), что подтверждает преемственность предложенных моделей асинхронных процедур по отношению к стартстопному протоколу.
55
2.Для абсолютно надежного прямого канала связи (Rn = 0) соотноше ния (2.23), (2.26), как и следовало ожидать, дают одинаковый результат:
3.при Ro = О и о; > 1 пропускная способность для селективного режима отказа определяется только достоверностью передачи информа ционного кадра по прямому каналу связи: ZAci<^) = 1 — Rn- То же самое имеет место в случае неограниченного роста размера окна (и —»• оо). Для режима группового отказа набор параметров Ro = О и а; > 1 при водит к соотношению ЕАГ{^) = (1 — -Rn)/(1 + -Rn), а случай о; = оо, соответствующий предельным возможностям управляющей процедуры, -
квыражению
1-Ь Rn — Ro
4.В реальных системах связи качество прямого и обратного каналов дуплексного соединения как правило одинаково. В этих условиях для по давляющего большинства протоколов выполняяется равенство R^ = RQ = R. Тогда соотношения (2.23), (2.26) существенно упрощаются:
|
{1 |
- |
R){1 |
- {1 + ш{1 - |
R))R'} |
|
|
ZAC{^) |
= |
|
l-f- (1 - |
2R)R^-^ |
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
(1 - |
Rf{l |
- |
R'-^l |
- |
R{\ -R)-{\- |
Д)^+^]} |
|
AA^) - |
1 + (1 _ лу^1Лш-\ |
_ лш(1 _ ^(1 _ щ |
• |
||||
Отсюда нетрудно видеть, что |
Z^/^(oo) |
= ZAC{^) |
= (1 — R)^. |
То есть |
для статистически однородного дуплексного канала связи потенциальные возможности режима группового отказа асинхронной процедуры обмена в режиме селективного отказа достигаются уже при и = 2. Следует за метить однако, что для важного случая высокой достоверности предачи данных по каналу связи, для которого обычно и применются алгоритмы с решающей обратной связью, различие между двумя режимами функциони рования мало (рис.2.8). Отметим также, что пропускная способность меж узлового соединения быстро растет с увеличением размера окна и прак тически достигает своей предельной величины еще до а; = 10 (рис.2.9). Таким образом, применение более сложного в реализации селективного отказа может оказаться предпочтительным при низких значениях досто верности передачи кадров. С ростом же величины 1 — Л преимущество данного метода зашдты от ошибок перед групповым отказом достаточно быстро падает (см. рис.2.8, 2.9).
56
^лс(^); ZAr{(^)
1
Селективный |
отказ |
|
|
|
|
||
0.8 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
/Ло |
— ооД / |
|
|
0.6 |
|
|
|
|
|
|
|
0.4 |
|
|
|
^ |
/ < = 2 |
V |
Групповой |
|
|
|
|
|
|
отказ |
|
\ |
/ |
\ / |
^ "^ У |
// |
ь^ = |
Ъ^ |
|
\ |
/^ |
— 4/ |
/ |
|
|||
О) = coy |
|
/ |
X |
/ |
|
|
|
0.2 |
|
|
|
|
|
|
|
.i;*^^^!^;:::::::^^——— |
\ |
\ |
|
1 |
|
|
|
0.2 |
|
0.4 |
0.6 |
|
0.8 |
1 |
1-R |
Рис. 2.8: Зависимость пропускной способности межузлового соединения, управляемого асинхронной процедурой обмена, от качества канала связи при Rn = Ro = R
57
'ZiAc{y^)\2Ar{^)
Селективный отказ
Л = 0.1
0.8
Л = 0.2
0.6
0.4 i
Л = 0.5
0.2 -
Групповой от,каз
11 ш
Рис. 2.9: Зависимость пропускной способности межузлового соединения, управляемого асинхронной процедурой обмена, от ширины окна
при Rn = Ro = R
58
2.5Оптимизация сетевых параметров
При реализации протокола управления информационным каналом важ ным моментом является выбор параметров, обеспечиваюпщх его эффек тивное функционирование при минимальных затратах на обработку и хра нение пакетов данных. Поскольку основную долю стоимости коммутаци онной подсистемы сети составляет стоимость средств связи, то выбор па раметров протокола должен предусматривать эффективное использование наиболее дорогостоящего ресурса - пропускной способности межузловых соединений. Стандартный набор параметров, допускающих свободу выбо ра в области разрешенных протоколом значений, включает длину кадра, ширину окна и длительность тайм-аута неприема ответа. Рецепты по вы бору логически непротиворечивых значений этих параметров имеются в [114]. Уравнения для численного расчета оптимальной длительности таймаута стартстопного протокола и его модификации получены в [49, 204]. В работах [1, 3, 4, 21, 22, 50, 104, 179, 188, 196, 198, 199, 200, 205, 208, 210, 214, 215] с различной степенью общности выполнен анализ влияния длины кадра и размера окна на эффективную скорость передачи данных.
Однако определение значений этих параметров, максимизирующих про пускную способность управляющей процедуры линейного протокола, тре бует трудоемких численных расчетов. Предлагаемые в этих работах моде ли звена передачи данных учитывают не весь спектр факторов, определя ющих потенциальные возможности межузловых соединений. Кроме того, сравнение и анализ пропускных способностей для различных наборов па раметров и различных классов процедур затруднен из-за того, что в ряде случаев [4, 182, 196, 210] результаты численных исследований приводятся в терминах абсолютных значений пропускной способности. Следует отме тить также, что анализ влияния сетевых параметров на эффективность функционирования звена выполнен не для всех классов процедур.
Поскольку в общей проблеме проектирования сети пакетной коммута ции оптимизация линейных соединений является лишь одной из многочи сленных задач синтеза, то желательно максимально снизить трудоемкость и упростить процесс получения обоснованного решения задачи выбора се тевых параметров. Естественным решением этого вопроса является по лучение аналитических зависимостей для оптимальных значений параме тров. Так как в целевые функции (2.3), (2.10), (2.11), (2.22), (2.25) вхо дят неалгебраические выражения, то получение явных оптимизационных формул невозможно. Будем искать оценки оптимальных значений длины
59
кадра и ширины окна.
2.5.1Оценивание оптимальной длины кадра
Наиболее простой случай обмена соответствует ширине окна равной единице. Для систем, функционируюшцх согласно такой процедуре, не обходимо возникает задача выбора оптимальной длины кадра. С одной стороны, размер кадра следует увеличивать, чтобы сократить в нем долю служебных битов и уменьшить относительное время незанятости канала связи. С другой стороны, увеличение размера кадра вызывает рост уровня ошибок на кадр и, как следствие, рост повторных передач из-за искаже ний. Аналогичная картина сохраняется и при произвольной ширине окна различных классов процедур управления информационным каналом.
Преобразуем соотношения для пропускной способности так, чтобы по лучить в них явную зависимость от длины кадра.
Пусть С [бит! с) " физическая скорость передачи по каналу связи в каждом из направлений, а > 1 - коэффициент увеличения длины кадра в результате бит(байт)-стаффинга или применения асинхронной каналообразуюш;ей аппаратуры. Тогда для времени вывода информационного ка
дра в линию связи справедливо: |
|
i = aL/C. |
(2.27) |
Функциональная зависимость вероятности искажения кадра от его дли ны определяется законом распределения вероятности появления ошибок в канале связи. Для большинства приложений можно считать, что ошибки в канале связи появляются независимо друг от друга [17, 88, 188, 190]. Со гласно исследованиям, выполненным в [190], независимое распределение ошибок описывает наихудший случай и в этом смысле является мажоран той реальной ситуации в канале. Вероятность искажения кадра при этом выражается через вероятность независимой битовой ошибки г формулой [17, 88, 188, 190]:
R = l-{1- rf^. |
(2.28) |
Теперь соотношения для пропускной способности (2.3), (2.10), (2.11), (2.12), (2.25) можно переписать в виде:
с (Т г.-^ - r<^L - |
Н){1 - |
г„Г\ |
|
X {{т - |
1)(1 - |
Го)"'- - ( т - 2)(1 - г,)'"} ; |
(2.29) |
60