Метод оцінювання ефективного функціонування системи персонального радіовиклику
Аналіз функціонування системи персонального радіовиклику зводиться до вивчення поведінки за часом логіко-динамічної стохастичної мережі. Запропоновано впорядковану систему аналітичних процедур як метод оцінювання ефективності такого класу телекомунікаційних систем. Анализ функционирования системы пе...
Збережено в:
| Опубліковано в: : | Реєстрація, зберігання і обробка даних |
|---|---|
| Дата: | 2006 |
| Автори: | , , |
| Формат: | Стаття |
| Мова: | Українська |
| Опубліковано: |
Інститут проблем реєстрації інформації НАН України
2006
|
| Теми: | |
| Онлайн доступ: | https://nasplib.isofts.kiev.ua/handle/123456789/50830 |
| Теги: |
Додати тег
Немає тегів, Будьте першим, хто поставить тег для цього запису!
|
| Назва журналу: | Digital Library of Periodicals of National Academy of Sciences of Ukraine |
| Цитувати: | Метод оцінювання ефективного функціонування системи персонального радіовиклику / Г.Ф. Конахович, В.П. Вінницький, В.Г. Потапов // Реєстрація, зберігання і оброб. даних. — 2006. — Т. 8, № 1. — С. 74-83. — Бібліогр.: 4 назв. — укр. |
Репозитарії
Digital Library of Periodicals of National Academy of Sciences of Ukraine| _version_ | 1860270719481413632 |
|---|---|
| author | Конахович, Г.Ф. Вінницький, В.П. Потапов, В.Г. |
| author_facet | Конахович, Г.Ф. Вінницький, В.П. Потапов, В.Г. |
| citation_txt | Метод оцінювання ефективного функціонування системи персонального радіовиклику / Г.Ф. Конахович, В.П. Вінницький, В.Г. Потапов // Реєстрація, зберігання і оброб. даних. — 2006. — Т. 8, № 1. — С. 74-83. — Бібліогр.: 4 назв. — укр. |
| collection | DSpace DC |
| container_title | Реєстрація, зберігання і обробка даних |
| description | Аналіз функціонування системи персонального радіовиклику зводиться до вивчення поведінки за часом логіко-динамічної стохастичної мережі. Запропоновано впорядковану систему аналітичних процедур як метод оцінювання ефективності такого класу телекомунікаційних систем.
Анализ функционирования системы персонального радиовызова сведен к изучению поведения во времени логико-динамической стохастической сети. Предложена и упорядочена система аналитических процедур как метод оценивания эффективности такого класса телекоммуникационных систем.
Analysis of the personal radio call system functioning is reduced to the researching of the behaviour in time of the logic-dynamical stochastic network. The introduced and improved system of analytical procedures as a method for estimating effectiveness of such class telecommunication systems is offered.
|
| first_indexed | 2025-12-07T19:06:30Z |
| format | Article |
| fulltext |
Технічні засоби отримання й обробки даних
74
УДК 621.397.6
Г. Ф. Конахович1, В. П. Вінницький2, В. Г. Потапов1
1 Національний авіаційний університет
пр. Космонавта Комарова 1, 03058 Київ, Україна
2 Національний технічний університет України «КПІ»
пр. Перемоги 7, 03056 Київ, Україна
Метод оцінювання ефективного функціонування
системи персонального радіовиклику
Аналіз функціонування системи персонального радіовиклику зводиться
до вивчення поведінки за часом логіко-динамічної стохастичної мере-
жі. Запропоновано впорядковану систему аналітичних процедур як
метод оцінювання ефективності такого класу телекомунікаційних си-
стем.
Ключові слова: персональний радіовиклик, модель функціонування,
згортка функцій, доставляння повідомлення.
Вступ
Системи персонального радіовиклику (СПРВ) використовується не тільки для
приватного зв’язку абонентів, але і як система зв’язку між об’єктами виробничих
або адміністративно-управлінських процесів. В останньому випадку СПРВ, як ка-
нал передачі, виявляється включеним у цикл управління виробництвом (устано-
вою), і від успішності її функціонування може суттєво залежати успішність вико-
нання тієї чи іншої виробничої операції.
Згідно загальної теорії систем, ефективність системи керування може бути
оцінена за імовірнісним або часовим показниками, тобто за ймовірністю виконан-
ня поставленої задачі Рв і тривалістю циклу керування tцу.
Відмітимо, що значення Рв залежить від множини випадкових факторів, з
яких, як правило, враховується тільки обмежена кількість. Тому названий показ-
ник не завжди виявляється представницьким. Більш представницька й точна оцін-
ка системи за тривалістю циклу керування, до складу якого включаються часи
прийняття рішення на виконання тієї або іншої виробничої операції, доведення
рішень до виконавців, реалізації рішення й донесення про його виконання.
Очевидно, що якщо передана від керівника (адресанта) виробництва інфор-
мація буде затримана, тоді й тривалість циклу керування буде збільшена.
Для оперативного доведення прийнятих рішень до виконавців (адресатів) і
збору від них донесень розгортається система зв’язку (в нашому випадку СПРВ),
© Г. Ф. Конахович, В. П. Вінницький, В. Г. Потапов
Метод оцінювання ефективного функціонування системи персонального радіовиклику
ISSN 1560-9189 Реєстрація, зберігання і обробка даних, 2006, Т. 8, № 1 75
на утримання якої також необхідні відповідні витрати.
Таким чином, з однієї сторони ефективність СПРВ, як підсистеми керування
виробництвом (установою), залежить від часу доведення прийнятого рішення до
виконавців, але з другої — матеріальними витратами на її утримання й розгортан-
ня. При цьому витрати на СПРВ прийнято оцінювати вартістю монтажу й експлу-
атації, яка відноситься до кількості користувачів. Указана характеристика назива-
ється питомими витратами.
Припустимо, що система зв‘язку забезпечує доведення інформації користува-
чу за деякий випадковий час Тд, а питомі витрати на одного користувача Зп. Тоді
ефективність такої системи зв’язку може бути оцінена користувачем за допомо-
гою показника [1]:
дп ТЗW /= . (1)
Питомі витрати Зп наводяться звично в технічній та експлуатаційній докуме-
нтації.
Таким чином, для оцінки ефективності діючої (проектувальної) СПРВ, необ-
хідно знати за який час вона забезпечить доведення повідомлень до адресатів, і
які питомі витрати адресанта на її утримання. Час доведення повідомлення є ви-
падковою величиною, яка повністю визначається своєю функцією розподілу, тому
й розроблювальна математична (аналітична) модель повинна дозволити отриму-
вати не тільки середнє та відхилення від нього, але й функцію розподілу цієї ви-
падкової величини.
Постановка задачі
Нехай маємо СПРВ, що складається з типового пейджингового обладнання й
включає N робочих місць операторів, які рівно доступні її користувачам з імовір-
ністю Рсв. Припустимо також, що користувачі, які мають одинакові пріоритети,
утворюють пуассонівськй стаціонарний потік повідомлень, що й підлягають пе-
редаванню від користувача до адресата, з інтенсивністю λвх. Потік задається роз-
поділом tλ
n
n e
n
tλtP -=
!
)()( . Це ймовірність того, що за час t виникне необхідність у
передаванні n повідомлень (n = 0,1,2,…).
Якщо хоча б один з операторів вільний, тоді передане користувачем повідом-
лення, яке має випадкову тривалість tn із функцією розподілу С(t), обробляється
оператором протягом випадкового часу tобр з А1(t), вводиться ним в локальну ме-
режу за випадковий час tвв з А2(t), і через деякий випадковий час tнп з А3(t) надхо-
дить на вхід пейджингового передавача, який передає його протягом випадкового
часу tпер з М(t). Передане передавачем системи радіоповідомлення успішно при-
ймається пейджером адресата в зоні обслуговування з імовірністю Руп.
У протилежному випадку, з імовірністю (1 – Руп) усі оператори СПРВ зайняті
обслуговуванням заявок, які надійшли раніше, і користувач через випадковий час
tожо з функцією розподілу В(t) поновлює спробу передавання свого повідомлення
до оператора. Якщо повідомлення було прийняте оператором, але з імовірністю
(1 – Руп) не доведено до адресата, тоді користувач протягом випадкового часу tожр
Г. Ф. Конахович, В. П. Вінницький, В. Г. Потапов
76
з G(t) очікує реакції (підтвердження) адресата на отримане повідомлення й здійс-
нює повторну передачу непереданого повідомлення.
Обмеження й припущення. Коефіцієнт технічної надійності обладнання пей-
джингового обладнання дорівнює одиниці, функції розподілу вказаних у постано-
вці задачі випадкових величин відносяться до складу показникових (експоненціа-
льних); потік повідомлень, який надходить на вхід СПРВ, не містить пріоритет-
них повідомлень і є пуассонівським стаціонарним.
Необхідно визначити функцію розподілу Fg(t), математичне сподівання (се-
редній час Tg) та дисперсію.
Розв’язання задачі
Для наочності, представлення інтервалу часу доведення повідомлення від ад-
ресанта до адресата показано на часовій осі (рис. 1), де Х1, ..., Х5 будуть не-
від’ємними, незалежно розподіленими випадковими величинами, функції розпо-
ділу яких наведено в постановці задачі.
Рис. 1
З рис. 1 видно, що випадкова величина доведення повідомлення до адресата є
не що інше як сума незалежних випадкових величин Х1, ..., Х5.
Відповідна явна формула для щільності розподілу суми Х1 + ...+ Х5 довільно
складна і має вигляд [2]:
,)()()()()( 5432145534423312211... dtdtdtdtdtttfttfttfttftfò ò ----
¥
¥-
(2)
причому fi(t) передбачається за визначенням рівній нулю для від’ємних x (усі фу-
нкції розподілу випадкових величин Х1, ..., Х5 є експоненціальними). Цей інтеграл
називають згорткою функції.
Для полегшення пошуку Fg(t) використаємо перетворення Лапласа-Стілт‘єса
цієї функції [3]. З визначення перетворення
ò
¥
-=
0
)],([)( tFdesF g
st
g (3)
де Fg(t) — невідома, знайдемо необхідну нам функцію.
У відповідності з теоремою згортки перетворень маємо:
),()()()()()( s·ms·gs·bs·ascsFg = (4)
Метод оцінювання ефективного функціонування системи персонального радіовиклику
ISSN 1560-9189 Реєстрація, зберігання і обробка даних, 2006, Т. 8, № 1 77
де множники визначаються за формулою (3) при відомих з постановки задачі фу-
нкції розподілу випадкових величинах Х1, Х2, ..., Х5 і мають такий вигляд:
.)(,)(,)(,)(,)(
sm
msm
sg
gsg
sb
bsb
sa
asa
sc
csc
+
=
+
=
+
=
+
=
+
= (5)
У цих формулах a, b, c, g, m — інтенсивності відповідних розподілів (матема-
тичних сподівань) випадкових величин A(t), B(t), C(t), G(t) і M(t), які визначаються
з виразів:
.1,1,1,1,1
перожрпожопсввобр t
m
t
g
t
c
t
b
ttt
а ====
++
= (6)
Функція Fg(s) описує поведінку за часом логіко-динамічної моделі стохасти-
чної мережі, яка представляє в узагальненому вигляді функціонування системи
персонального радіовиклику при пейджинговому зв’язку (рис. 2)
Рис. 2
Тепер перейдемо до визначення функції Fg(s). Процес успішного доведення
повідомлення до адресата (пейджингу) розглядатимемо як подію А та її ймовір-
ність виникнення Р(А) і неуспішного доведення як подію В (усі оператори N за-
йняті обслуговуванням повідомлень, які раніше надійшли) та її ймовірність Р(В).
Тоді протилежна їй подія B та її ймовірність Р( B ) сприяє успішному доведенню
повідомлення, з цих міркувань випливає зв’язок між цими ймовірностями, тобто:
Р(А) — імовірність виникнення події А — успішне доведення повідомлення
до адресата;
Р(В) — імовірність виникнення події В — недоведення повідомлення до ад-
ресата;
Р( B ) — імовірність виникнення події B — сприятливий випадок для виник-
нення події А.
Г. Ф. Конахович, В. П. Вінницький, В. Г. Потапов
78
Звідки Р( B ) = 1 – Р(В) на підставі повної групи подій. Виникнення події А
залежить від виникнення водії B , тоді, використовуючи теорему добутку двох
подій, запишемо:
).(/)()/()/()()( BPBAPBAPабоBAPBPBAP =×= (7)
Переходячи до подій, як до випадкових величин )/( BAP , знайдемо ймовір-
ність успішної доставки повідомлення до адресата Fg(s), тобто:
).(/)()( BPBAPsFg = (8)
Визначимо Р( B ). Імовірність протилежної події Р(В) — це є ймовірність то-
го, що повідомлення не дійде до адресата з таких причин:
1) усі оператори зайняті й приходиться через деякий час поновлювати запит
на зв’язок та передачу оператору повідомлення, імовірність цього випадку має
такий вигляд: (1 – Рсв)·c(s)·b(s);
2) на ділянці (каналу зв’язку між передавачем СПРВ і пейджингом адресата)
виникнуть помилки в адресній частині повідомлення, і повідомлення може бути
направлене іншому адресату, імовірність цього випадку має такий вигляд:
(1 – Руп)·Рсв·g(s)·a(s)·m(s),
тоді повна ймовірність того, що повідомлення не надійде до адресата або ймовір-
ність Р(В) визначається як:
Р(В) = (1 – Рсв)·c(s)·b(s) + (1 – Руп)·Рсв·g(s)·a(s)·m(s). (9)
У такому разі:
Р( B ) = 1 – Р(В) = 1 – [(1 – Рсв)·c(s)·b(s)+ (1 – Руп)·Рсв·g(s)·a(s)·m(s)]. (10)
Імовірність добутку події А і B )( BAP визначається:
.smscsaPPBAP упсв )()()()( ×= (11)
З урахуванням (10) і (11) отримаємо:
.
)()()()1()()()1(1
)()()(
)(
s)·ms·as·g·PPs ·bs·cP
smscsaPP
sF
свупсв
упсв
g ----
×
= (12)
Підставимо у вираз (12) значення перетворень Лапласа інтенсивностей a, b,
m, g, c, які визначені в (5), і отримаємо в остаточному вигляді перетворення Лап-
ласа функції розподілу доставки повідомлення від користувача до визначеного
адресата (адресного пейджингу) тобто:
Метод оцінювання ефективного функціонування системи персонального радіовиклику
ISSN 1560-9189 Реєстрація, зберігання і обробка даних, 2006, Т. 8, № 1 79
,
sssss
))((
)( 2345 EDCBA
sgsbсamPP
sF упсв
g +++++
++×
= (13)
де A, B, C, D i E — коефіцієнти при відповідних степенях s;
A = a + b + c+ g + m; E = ,abcgmPP упсв ×
B = ,)()()( gcbamcbagbcabcPсв +++++++++
C = ,)1()]()([)()( agmPPcbagcbabcPmabPcggcPab свупсвсвсв -++++++++++
D = ].)1(1)[()]([ свупсв PPcbagmgamagbcP --++++
Нагадаємо, що справжнє значення перетворення Лапласа полягає в тому, що
воно має характер відображення, яке замінює функції із простору оригіналів, і
проведені тут над ними операції, у простір зображень. Ці операції значно прості-
ші, ніж початкові рівняння в просторі оригіналів, і розв’язуються ці відображені
рівняння набагато легше.
Отримане зображення Fg(s) з математичної точки зору є розв’язанням постав-
леної задачі. Тепер із практичної точки зору необхідно зробити обернений перехід
у простір оригіналів, тобто знайти функцію розподілу Fg(t) та її середні характе-
ристики: математичне сподівання та дисперсію як квадратичне відхилення від ма-
тематичного сподівання.
Характеристики Fg(t) знайдемо при безпосередніх операціях над Fg(s).
Математичне сподівання по визначенню знаходиться як:
òò
¥¥
==
00
)()( ttdFdtttfTg gg (14)
Fg(t) має зображення Fg(s) (вираз (13)). Застосуємо відому операцію диферен-
ціювання Fg(s) і визначення значень цих функцій при s = 0, тобто:
ò
¥
-=
0
)()( tdFesF g
st
g ,
òò
¥
-
¥
- =-==
00
).()()()( sftdFtetdFe
ds
dsF
ds
d
gg
st
g
st
g
Знайдемо значення функції )(sfg при s = 0, а саме:
.)()()0(
00
ò
¥
=
-== ttdFsF
ds
df g
s
gg (15)
Г. Ф. Конахович, В. П. Вінницький, В. Г. Потапов
80
Таким чином, взявши першу похідну від Fg(s), яка знаходиться з виразу (13), і
визначивши її в точці s = 0, знайдемо середнє значення інтервалу часу доставки
повідомлення.
Дисперсія по визначенню знаходиться наступним чином:
.)()()( 2
0
2
0
2
ggg TdttftdttfTtD -×=×-= òò
¥¥
(16)
Значення другого початкового моменту функції Fg(s) ò
¥
×
0
2 )( dttft визначимо з
другої похідної по s функції Fg(s):
.)()(
)()()(
0 0
2
0
2
0
00
0 0
2
2
2
ò ò
òò ò
¥ ¥
=
-
¥
=
-
=
¥ ¥
-
==
=-==
tdFttdFet
tdFte
ds
dtdFe
ds
ddttft
gSg
st
Sg
st
Sg
st
(17)
З (17) видно, що Dg можна визначити за формулою (16).
Підсумок по визначенню середньої характеристики Tg та Dg дисперсії зво-
диться до пошуку першої й другої похідної перетворення Лапласа функції ймові-
рності розподілу часу доставки повідомлення до адресата.
Для проведення повного розрахунку Tg та Dg необхідно визначити з постій-
них початкових даних Рсв і Руп.
Визначення Рсв і Руп. У постановці задачі було визначено, що СПРВ має N не-
залежних операторів, які повинні обслуговувати потік заявок користувачів, з па-
раметрами λвх. Цей ланцюг мережі можна розглядати як систему масового обслу-
говування типу M|M|N|O, на вхід якої надходить потік заявок на передавання по-
відомлень із параметром (інтенсивністю) λвх. Для цієї моделі визначено формули
обчислення ймовірності зайнятості й обслуговуючих апаратів у вигляді:
Ni
am
i
a
P
N
m
m
вх
i
вх
i ,...,2,1,
!
1!
0
=÷
ø
ö
ç
è
æ
÷
ø
ö
ç
è
æ= å
=
ll . (18)
Ці формули звично називають формулами Ерланга. Якщо в i = N, тоді ми отрима-
ємо формулу для обчислення ймовірності PN, що в будь-який момент часу будуть
усі N операторів зайняті для наступного користувача, але протилежною подією
буде ймовірність того, що хоча б один оператор буде доступний користувачеві,
тобто:
å
=
÷
ø
ö
ç
è
æ
÷
ø
ö
ç
è
æ-=-=
N
m
m
вх
N
вх
Nсв am
N
a
PP
0 !
1!11
ll
. (19)
Метод оцінювання ефективного функціонування системи персонального радіовиклику
ISSN 1560-9189 Реєстрація, зберігання і обробка даних, 2006, Т. 8, № 1 81
Визначимо ймовірність Pуп вірної передачі адресату повідомлення передава-
чем СПРВ. Pуп — це ймовірність успішного неспотвореного приймання пейдже-
ром адресата переданого повідомлення, яка розраховується з урахуванням впро-
вадження того чи іншого завадостійкого коду. При цьому визначається ймовір-
ність вірної доставки повідомлення адресату, при застосованому способі боротьби
з можливими завадами, які можуть внести помилки в повідомлення (особливо це
стосується адресної частини повідомлення).
Так, наприклад, за ймовірності помилки (що дорівнює P0) на біт, при викори-
станні завадостійкого кодування кодом Боуза–Чоудхури–Хоквінгема (БЧХ) (l, n),
визначено ймовірність із достатньою для практичних розрахунків точністю:
Õå
= =
-
-
-
=
n
vz
j
xl
i
n
тсуп iin
PPnPP
2
1 1
)1(
00
!)!(
)1(! , (20)
де V — об’єм перерваного повідомлення (інформаційних знаків); z — число біт в
одному інформаційному знаку первинного коду; ê
ë
é
ú
û
ù
+
-
=
)1(log 2 l
nlxl — число ви-
правлених кодом помилок; ( )x
тс PP 01-= ; х — математичне сподівання числа біт
тактової послідовності, яка необхідна для тактової синхронізації генераторного
обладнання пейджера при заданому співвідношенні сигнал/шум на його вході.
Таким чином, вищесказане відносно визначення Pуп не є простим питанням.
Упорядкуємо дії по визначенню Pуп у реальних умовах у вигляді алгоритму послі-
довності кроків дії.
Перший крок. В експериментальних умовах проводяться вимірювання (реєст-
рація) помилок, які виникають при передаванні повідомлень у дискретній формі
простим кодом. Статистичним аналізом установлюється закономірність виник-
нення помилок за умов: 1) коли апріорі відомо форму закону — функції розподі-
лу, або клас функцій, тоді на підставі результатів обробки виміряних даних оці-
нюються параметри розподілу; 2) перевіряється висунута гіпотеза про закон роз-
поділу випадкових величин — помилок, які виникають у каналі передачі даних
між передавачем та пейджером адресата. При виконанні першої умови можна ап-
ріорі підібрати відомі моделі помилок, і за результатами вимірювання оцінити їх
параметри. Отже, на першому кроці знаходиться закон розподілу помилок (мо-
дель помилок).
Другий крок. Відомо, що для підвищення вірності передавання інформації в
дискретній формі, одним із самих потужних методів є завадостійке кодування, в
основі якого є введення надмірної інформації, що дозволяє виявляти помилки або
виконувати їхнє корегування. У зв’язку з цим підбираються такі завадостійкі ко-
ди, які «борються» із помилками, закономірність яких установлено на першому
кроці.
Третій крок. Відомо, що будь-який завадостійкий код не може зі стовідсотко-
вою «гарантією» забезпечити виявлення та корегування помилок. Тому після ви-
значення типу (класу) завадостійкого кодування необхідно обчислити ймовірність
Г. Ф. Конахович, В. П. Вінницький, В. Г. Потапов
82
вірної доставки повідомлень, як вище показано у вигляді прикладу впровадження
кодів БЧХ для «боротьби» із незалежними помилками.
Тепер ми можемо перейти до визначення ефективності визначеної СПРВ, ви-
користовуючи при цьому оцінки середнього значення часу доставки повідомлення
до адресата (пейджингу) Тg та його дисперсію Dg. Враховуючи, що Тg і Dg мають
різні одиниці виміру, зведемо їх до однакової одиниці виміру через середнє квад-
ратичне відхилення, яке визначається як:
gg DD = .
Для оцінювання ефективності СПРВ використаємо вищенаведений підхід,
для чого скористаємось графіком питомих витрат, опублікованим у матеріалах по
пейджинговим системам, які побудовані на основі обладнання «OpenPage TM»
(рис. 3).
Очевидно, що залежність (рис. 3) з достатньою точністю може бути апрокси-
мована функцією вигляду:
ax
у eqqЗ -+= maxmin , (21)
де a — параметр форми, який визначається методами, відомими з теорії функцій;
qmin і qmax — відповідно мінімальне і максимальне значення функції питомих ви-
трат; х — параметр експоненціальної функції числа користувачів СПРВ.
Таким чином, питомі витрати розраховуються для визначеної кількості кори-
стувачів, які охоплює СПРВ.
Визначимо середній час доставки повідомлення Tg, використовуючи формули
(6) і (13), звідки отримаємо:
[ ]
ò
¥
=
+-
=-==
0
2
0
)(
)()(
E
EgbbgDPP
ttdFsF
ds
dT упсв
g
s
gg . (22)
Метод оцінювання ефективного функціонування системи персонального радіовиклику
ISSN 1560-9189 Реєстрація, зберігання і обробка даних, 2006, Т. 8, № 1 83
Оцінку ефективності такої системи зв’язку можна отримати при використанні
формул (1), (21) і (22).
Висновки
Запропонований метод аналізу функціонування системи персонального ра-
діовиклику основується на апроксимації логіко-динамічної стохастичної мережі
випадковим процесом у вигляді суми незалежних випадкових величин X1, ..., X5,
яка задається згорткою 5-ти функцій. Отримано перетворення Лапласа–Стілт’єса
випадкової функції розподілу Fg(s) часу доставки повідомлення адресату з імовір-
нісними коефіцієнтами, які визначають ділянки напряму передавання повідом-
лення.
1. Бабаков В.Ю., Воробьев О.В., Карпов Л.П., Певцов Н.В., Привалов А.А., Рыжков А.Е., Си-
верс М.А. Современные системы персонального радиовызова. — СПб.: Судостроение, 1998. —
72 с.
2. Кокс Д.Р., Смит В.Л. Теория восстановления — М.: Сов. радио, 1967. — 299 с.
3. Деч Г. Руководство к практическому применению преобразования Лапласа и z-преобра-
зования — М.: Наука, 1971. — 288 с.
4. Вінницький В.П., Поліщук В.Г. Термінальне устаткування та передавання інформації в те-
лекомунікаційних системах — К.: ІВЦ видавництво «Політехніка», 2004. — 436 с.
Надійшла до редакції 20.02.2006
|
| id | nasplib_isofts_kiev_ua-123456789-50830 |
| institution | Digital Library of Periodicals of National Academy of Sciences of Ukraine |
| issn | 1560-9189 |
| language | Ukrainian |
| last_indexed | 2025-12-07T19:06:30Z |
| publishDate | 2006 |
| publisher | Інститут проблем реєстрації інформації НАН України |
| record_format | dspace |
| spelling | Конахович, Г.Ф. Вінницький, В.П. Потапов, В.Г. 2013-11-04T18:52:17Z 2013-11-04T18:52:17Z 2006 Метод оцінювання ефективного функціонування системи персонального радіовиклику / Г.Ф. Конахович, В.П. Вінницький, В.Г. Потапов // Реєстрація, зберігання і оброб. даних. — 2006. — Т. 8, № 1. — С. 74-83. — Бібліогр.: 4 назв. — укр. 1560-9189 https://nasplib.isofts.kiev.ua/handle/123456789/50830 621.397.6 Аналіз функціонування системи персонального радіовиклику зводиться до вивчення поведінки за часом логіко-динамічної стохастичної мережі. Запропоновано впорядковану систему аналітичних процедур як метод оцінювання ефективності такого класу телекомунікаційних систем. Анализ функционирования системы персонального радиовызова сведен к изучению поведения во времени логико-динамической стохастической сети. Предложена и упорядочена система аналитических процедур как метод оценивания эффективности такого класса телекоммуникационных систем. Analysis of the personal radio call system functioning is reduced to the researching of the behaviour in time of the logic-dynamical stochastic network. The introduced and improved system of analytical procedures as a method for estimating effectiveness of such class telecommunication systems is offered. uk Інститут проблем реєстрації інформації НАН України Реєстрація, зберігання і обробка даних Технічні засоби отримання і обробки даних Метод оцінювання ефективного функціонування системи персонального радіовиклику Метод оценивания эффективного функционирования системы персонального радиовызова Method of Estimation for Effective Functioning of a Personal Radio Call System Article published earlier |
| spellingShingle | Метод оцінювання ефективного функціонування системи персонального радіовиклику Конахович, Г.Ф. Вінницький, В.П. Потапов, В.Г. Технічні засоби отримання і обробки даних |
| title | Метод оцінювання ефективного функціонування системи персонального радіовиклику |
| title_alt | Метод оценивания эффективного функционирования системы персонального радиовызова Method of Estimation for Effective Functioning of a Personal Radio Call System |
| title_full | Метод оцінювання ефективного функціонування системи персонального радіовиклику |
| title_fullStr | Метод оцінювання ефективного функціонування системи персонального радіовиклику |
| title_full_unstemmed | Метод оцінювання ефективного функціонування системи персонального радіовиклику |
| title_short | Метод оцінювання ефективного функціонування системи персонального радіовиклику |
| title_sort | метод оцінювання ефективного функціонування системи персонального радіовиклику |
| topic | Технічні засоби отримання і обробки даних |
| topic_facet | Технічні засоби отримання і обробки даних |
| url | https://nasplib.isofts.kiev.ua/handle/123456789/50830 |
| work_keys_str_mv | AT konahovičgf metodocínûvannâefektivnogofunkcíonuvannâsistemipersonalʹnogoradíovikliku AT vínnicʹkiivp metodocínûvannâefektivnogofunkcíonuvannâsistemipersonalʹnogoradíovikliku AT potapovvg metodocínûvannâefektivnogofunkcíonuvannâsistemipersonalʹnogoradíovikliku AT konahovičgf metodocenivaniâéffektivnogofunkcionirovaniâsistemypersonalʹnogoradiovyzova AT vínnicʹkiivp metodocenivaniâéffektivnogofunkcionirovaniâsistemypersonalʹnogoradiovyzova AT potapovvg metodocenivaniâéffektivnogofunkcionirovaniâsistemypersonalʹnogoradiovyzova AT konahovičgf methodofestimationforeffectivefunctioningofapersonalradiocallsystem AT vínnicʹkiivp methodofestimationforeffectivefunctioningofapersonalradiocallsystem AT potapovvg methodofestimationforeffectivefunctioningofapersonalradiocallsystem |