книги / Прикладная теория систем массового обслуживания
..pdfгде |
X |
|
X |
|
|
|
|
||
|
« = - ; |
|
х = — • |
|
|
\i |
|
n\i |
|
Используя нормировочное условие |
|
|||
|
E A |
+ Z A + r - i . |
|
|
получим |
Лг=0 |
r=1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
Р(к, а) |
-, |
к = 0,1,...,и; |
|
А = - |
|
|||
|
R(n,a) + P(n,a)x 1~%я |
|
||
|
|
|
1-Х |
|
|
pk+r=XrP„ =------- |
ХгР(п,а) |
||
|
|
|
||
|
Л(и,а) + Р(и,а)х i - x m |
|||
где |
|
|
|
1-Х |
|
|
|
|
|
|
Р(П,а) =^ - е ~ а; |
|
R(n,а)= f ^ - е " 0. |
|
|
и! |
|
|
*=о *! |
Для сокращения дальнейших записей введем обозначения: |
||||
|
1 |
|
при х * 1; |
|
|
R(n,a) + P(n,a)x i-x m |
|||
|
|
|||
|
Р = |
|
1-Х |
|
|
1 |
|
при х = 1• |
|
|
R(n,n) + Р(п,п)х |
|||
|
|
|||
Заметим, что если нормировочное условие записать в виде |
||||
|
л-1 |
т |
|
|
|
ZA+ ZР п+г = и |
|
||
|
к=0 |
т=0 |
|
|
то величина р будет определяться так: |
|
|
||
|
1 |
|
ТП+1 |
при х * 1; |
|
|
|
||
Р = |
Л(и-1,а + Р (и ,а )х Ц ^ - |
|
||
|
|
1-Х |
|
__________ 1__________
прих = 1-
(4.1)
(4.2)
R(n - 1,и) + P(n,n)(m + 1)
Из (4.1) и (4.2) вытекают следующие равенства: |
|
|
1 _ у/л+1 |
\ - у т |
при х * 1 ; |
R(n -1, а) + Р(п,а)х —------ = R(ntа) + Р(п, а)х |
------- |
|
1-Х |
1-Х |
|
R(n -1, а) + Р(л, п)(т +1) = R(n,и) + Ди, п)т |
|
при х = 1 > |
в справедливости которых для любых положительных а и |
р любых по |
|
ложительных целых п и т легко убедиться. |
|
|
С одной стороны,вероятность обслуживания заявки равна вероятно сти того, что заявка, поступившая на обслуживание, застает свободным хо тя бы один из каналов или хотя бы одно место в очереди:
п+т- 1
|
Ровс= ÏP k= l-P n+ m= '-P X mP(",a.) = \ - x mPn. |
|
*=О |
С другой стороны, |
|
_ п |
т |
где к = Y*kPk +пИРп+г “ среднее число занятых каналов. *=о г=1
Следовательно,
к= - Р об^ а ( \ - ХтРп).
ц
Вероятность того, что канал занят, П3 к = —.
п
Вероятность того, что система полностью загружена (Пзк), равна вероятности того, что в системе заняты все каналы:
т |
т |
1 _ |
v 01+1 |
Пп, = I |
Рп+Г = ?Р(п,а) Ъ г г =РпV |
— . |
|
r=0 |
r=0 |
1-Х |
Среднее время неполной загрузки (/н.з) СМО с ожиданием опреде ляется как
: _ 1 Д(л- 1,а)
1ИЗ = --------—----- — . n\i Р(л, а)
Среднее время полной загрузки (*п.з) с учетом эргодического свой ства определяется следующим соотношением:
Пп
^п.з ^н.з
1 - П п.з
Среднее время наличия очереди (*н.о) (т.е. время нахождения систе мы в группе макросостояний хп+],—9хп+т, см. рис. 4.1) рассчитывается по формуле
1 i - x 7" ' Н0~ Х Х 1 - х ’
При нахождении среднего времени занятости канала (73.к) рассужда ем следующим образом. Допустим, что к моменту окончания обслужива ния заявки в рассматриваемом канале очереди нет. Вероятность этой гипо тезы Р но=1 о> гДе Л*.о- вероятность наличия очереди в системе.
Если в системе нет очереди к моменту окончания обслуживания, то среднее время занятости канала будет равно 1/р. Если к моменту оконча
ния обслуживания в системе будет очередь (вероятность этой гипотезы Л,.о)> то среднее время занятости канала будет равно 1/р + tH.0. Применяя формулу полного математического ожидания, можно найти среднее время занятости канала:
^з.к = 0 “ Рм ) |
^ ^н.о( |
^н.о) = |
^н.о^н.о» |
М" |
М" |
^ |
|
и вероятность наличия очереди: |
|
|
|
т |
т |
1 _ |
у т |
Рп.о = ЦРП+г = 1РпХГ= Р „ Х -Г ^ .
Г=1 |
Г=1 |
1 X |
Среднее время простоя канала:
При необходимости можно определить и другие характеристики сис темы (см., например, работу [9]).
4.2. Векторная модель с конечной очередью и неоднородными запросами на число мест в очереди
Постановка задачи. На вход СМО, содержащей N обслуживающих приборов и L мест в очереди, поступает неоднородный входной поток с интенсивностью X. Для определенности будем работать в рамках СМО с ограниченной очередью. При этом характеристики модели будут анало гичны представленным в главе 3. Отличие состоит в следующем.
На обслуживании в СМО может находиться произвольное число зая вок, пока не будет исчерпан ресурс, и еще L заявок будет в очереди. Заяв
ки, которые не могут быть приняты немедленно на обслуживание или по ставлены в очередь на обслуживание, получают отказ в обслуживании и покидают систему. По окончании процесса обслуживания одной из заявок освобождающиеся приборы вместе с другими свободными приступают к обслуживанию заявки, стоящей на первом месте очереди, или ожидают прихода следующей заявки, если очередь пуста.
На основании изложенного была разработана имитационная стати стическая модель (МСО). В качестве аналитической модели (ВМО) с огра ниченной очередью предлагается следующая [11]. Описание входного по тока соответствует приведенному в главе 3. Состояние ВМО представим в виде вектора:
V , I ^ Ятт ’ |
“^тш+1 * |
^ |
^Я т ж х | |
где j m- количество заявок в очереди, требующих для своего обслужива ния т приборов; Кт - количество заявок в системе, каждая из которых об-
*7mix
служивается т приборами; Y.mJm ~ количество заявок, находящихся в
|
т =Ят1 |
|
|
Ят»х |
“ количество заявок в системе, находящихся на обслу- |
||
очереди; |
|||
т=Ят |
|
|
|
живании. |
|
|
|
Тогда число свободных (п(ху)съ) и занятых (и(х</)зан) приборов в |
|||
системе определяется как: |
|
|
|
— |
— |
— |
*7max |
|
)зан “ пзан(хИ)об |
*** пзан(хУ)оч |
Ут)> |
|
|
|
т~Чт\п |
|
— |
тmax |
1 max |
|
Ф и )CB= N ~ |
Z тКт+ L ~ Z »»/т • |
|
|
|
™=Ягтип |
т=Ят\ |
Из состояния Xij система может перейти в любое другое состояние
Xcv• Так как в системе действует / входных потоков (/ = qmax~ £min+ 1)> то из состояния ху потенциально возможны / прямых переходов. Однако изза ограниченности ресурсов (N и L) не все эти переходы осуществимы. Пусть ВМО находится в состоянии х,у, и приходит заявка, требующая m
приборов. Если m < псв(х,у)об, то заявка принимается на обслуживание и
система переходит в состояние xCj с интенсивностью Хту причем
у . . = ( ^ Я т \ |
^ Я т \ |
J m * |
J Ятшх |
’ 4 * w |
к < ~1 |
Если же заявка затребует приборов больше, чем имеется свободных, то она встает в очередь при условии, что т й л Св(*//)оч, т.е.
Xij |
^ Ятт 9 |
^Я т т + \ 9 |
Om+O. |
jqaK 1 |
|
^7min+l * |
|
K < J |
|
|
9 |
|
Если же места и в очереди заняты, то заявка получает отказ, а СМО остается в состоянии ху. Интенсивности обслуживания аналогичны опи санным в главе 3.
При завершении обслуживания одной из заявок система перейдет в состояние, в котором соответствующая координата имеет значение на еди ницу меньше, чем в состоянии ху, т.е.
X ip = |
^Япип 9 |
j ятт+\ 9 |
Ош-1). |
^Ятшх |
к а , |
к а , |
к т, |
Кят« |
|
\ |
^min * |
^min+l 9 |
|
произойдет обратный переход.
На рис. 4.2 представлен пример фрагмента графа ВМО для n = 3, q = -l-3,P(m)=l/3,Z, = 3.
Рис. 4.2. Фрагмент графа переходов ВМО СМО
По графу состояний с нанесенными интенсивностями переходов со ставляется система алгебраических уравнений, из решения которой нахо дятся вероятности Р( Xÿ ), а по последним определяются характеристики СМО. Рассмотрим нахождение Р^ и Гоч.
На основании сведений, изложенных в главе 3, и особенностей ВМО получим, что
^OTK= I |
P G U) |
2 № ) . |
(4.3) |
/=0 |
m=nct(x,j)оч |
|
Определим Гоч. Допустим, что время ожидания начала обслуживания данной заявки попало в элементарный интервал (г, t + dr). Вероятность этой гипотезы приближенно равна%/оЧ(г)ёг, где^ч(0 - плотность распреде ления вероятности времени пребывания заявки в очереди. За время пребы вания в очереди за этой заявкой образуется очередь, в которой в среднем будет находиться Xt заявок. Следовательно, математическое ожидание числа заявок (г), находящихся в очереди, будет определяться по выраже нию:
_ 00
г ~ 1^(/оч(0 ^ = ^04 ,
О
где Гоч - среднее время ожидания заявки в очереди. Отсюда
1 |
1 |
*- . X II |
|
о |
Л |
В свою очередь, |
‘/шах |
|
|
ч |
Ь т P(Xij). |
,=0\т~Ят’\г\ ;
Тогда на основании (4.4) и (4.5) получим
(4.4)
(4.5)
|
|
s |
<7max |
P(xij)!X. |
|
|
|
Гоч = 2 |
t j n |
|
|
|
|
/=0^m=<7mjn |
у |
|
|
|
В табл. 4.1 приведены расчетные значения Ртк и Гоч при р = Х/р = |
||||
= 0,6; N= 1-2, L = 1-2 для моделей СМО и ВМО. |
|
||||
|
|
|
|
|
Таблица 4.1 |
N,L |
Л™ вмо |
Лт.МСО |
/оч ВМО • 10'2 |
/оч МСО • 10’2 |
|
1,1 |
0,1836 |
0,1849 |
|
3,06 |
3,09 |
1,2 |
0,0993 |
0,1050 |
|
6,61 |
6,58 |
2,1 |
0,0294 |
0,0301 |
|
0,50 |
0,47 |
2,2 |
0,0249 |
0,0234 |
|
2,20 |
2,21 |
Проверка адекватности моделей (ВМО и СМО) проводилась на ос новании критерия Уилкоксона [25], который показал совпадение с точно стью не хуже 2 %.
Итак, следует отметить, что предложенная в данном разделе ВМО позволяет рассчитывать характеристики СМО с запросами на случайное число обслуживающих приборов и мест в очереди. Практическая возмож ность использования ВМО связана с применением пакетов прикладных программ для расчета системы алгебраических уравнений.
4.3. Векторная модель с бесконечной очередью н однородными запросами на число мест в очереди
Постановка задачи. Ранее рассмотрена СМО с конечной очередью и неоднородными запросами на число мест в очереди. При этом, как отме чено, главная сложность применения ВМО - высокая размерность модели, что для реальных значений параметров технических систем исключает возможность ее применения. Поэтому весьма актуальной является задача построения СМО, которая позволяла бы вести расчет вероятностных ха рактеристик, ориентируясь на потребности проектировщиков. Для реше ния этой задачи введем ряд упрощений: во-первых, запросы на число мест в очереди однородны (это означает, что любая заявка требует, при занято сти обслуживающих приборов, фиксированное (постоянное) число мест в очереди); во-вторых, длина очереди бесконечна (т.е. имеется буфер беско нечной длины).
Оригинальная СМО с учетом приведенных ограничений - это N-линейная СМО с буфером, на вход которой поступает простейший с па раметром X поток заявок. Каждая заявка для своего обслуживания с веро ятностью q(m) требует т приборов. Если буфер свободен, а в системе име ется достаточное число свободных приборов, то заявка немедленно начи нает свое обслуживание, занимая требуемое число т приборов. Если в сис теме недостаточно свободных приборов для обслуживания поступившей заявки, то она становится в очередь для ожидания. Если в буфере имеются заявки, то поступившая заявка также становится в очередь.
Времена обслуживания приборами независимы и одинаково рас пределены как для одной, так и для разных заявок. Будем считать, что вре мя обслуживания экспоненциальное с параметром р.
Для исследования указанной СМО рассмотрим случайный процесс {/(/), k{t), m(t)}. Здесь i(t) - число заявок в очереди, k(t) - число свободных приборов, m(t) - число приборов, требуемых заявкой, которая в момент / стоит первой в очереди. Если /(/) = 0, то компонент m(t) не формируется, а функционирование СМО определяется единственным компонентом h{t) - числом занятых приборов.
В силу того, что информация о числе приборов, требуемых для об служивания заявки, стоящей в очереди, не используется до того момента, пока эта заявка не станет первой в очереди, а числа требуемых приборов для различных заявок независимы, рассматриваемый случайный процесс является марковским. Для его стационарных вероятностей
/»[/(/) = i, k(t) =к, m(t) = т\ = P(i, к,т) |
(4.6) |
можно построить следующую систему уравнений:
(р + N)P(ifi,m) = pP(i -1,0, т) + q(m) f,(N - j - 1)P(i +1J - IJ),
(p + N - k)P(i,k,m) =pP(i -1 , k t m) +( N - k + 1)P(i, к - 1, m \
здесь p =\ /\ i,0 < m < N + 1 ,0 <k<m.
Для существования стационарных вероятностей (4.6) необходимо ограничить загрузку р некоторой величиной 5, значение которой опреде лим ниже.
Для решения (4.7) воспользуемся методом [11], для этого введем положительный малый параметр в > 0, значение которого также определим
ниже, и в (4.7) сделаем замену: |
|
iz = х, 1 !zP{U к, т) = П(х, к, т). |
(4.8) |
Тогда для системы (4.8) получим |
|
N |
-1, у, в), |
(р + #)П(х,0,тя,в) = рП(х - в, 0, т, в) + q(m)Y<(N - j + 1)П(х + вJ |
|
7=1 |
|
(р + N - £)П(х, к, т, в) = рП(х - вД, /и, в) + (N - к + 1)П(х, к - 1, т, в), |
|
0 <к<т. |
|
Раскладывая функции П(х ± в, к, /я, в) в ряд по степеням в в окрест ности точки (х, к, т, в) и ограничиваясь слагаемыми порядка в2, получим систему:
|
М1(х,0, т, в) - q(m) Z (N - У + 1)П(х, j -1, в) = |
|
7= 1 |
|
?("0 Z (W - У + 1)П(х, j -1, у, в) - рП(х,0, W,в) + |
|
7=1 |
f „2\ |
- j +1)П(хJ -1 J,e ) + рП(*,0,»и,е) j- + 0(е2), (4.9) |
£ 2 j |
(N - к)П(х>к,m9s) - (n - к + 1)П(x,k -1 ,/л,в) =
= (eP>~ {П(х, кy m, s)} + |
— |
{П(лг,£,/я,в)} + 0(в). |
àx |
2 âx |
|
Систему (4.9) будем решать в три этапа при е -» 0. Метод асимпто тического анализа [11] полагает, что при в -» 0 величина загрузки р схо дится к своему предельному значению S. Здесь 5 - точная верхняя граница тех значений загрузки р, при которых рассматриваемая система имеет ста ционарный режим.
Этап 1. В системе (4.9) положим в = 0 и, обозначив П(х, кт 0) = П(дс, к, т), получим однородную систему алгебраических уравнений:
М1(дсД/и,в) - q(m)Y,(N- j + 1)П(дс,у - lj,e ) = 0, y=i
( N - к)П(х,к,т,ё)- ( N - к +1)П(я:,Л:- 1,т,в) = 0, 0 <к<т9
решение которой определяется с точностью до величины fix), постоянной по к и т, в виде П(х, к,т) = [N/(N - k)]q(m)/ (JC) .
Этап 2. Найдем решение системы (4.9) с помощью в в виде
П(х,*,т,е) = П(х,к,т) + eq(m)[fl(x)/(N - /fc)]S(*) + 0(e). |
(4.10) |
Подставив (4.10) в (4.9) и положив р = 5, получим для 9(к) неодно |
|
родную систему линейных алгебраических уравнений: |
|
» (0 )- Z ? / 9 (y - i) = t f - s , |
(4.11) |
] t { J |
|
S(K) - &(К - 1) = -S[N/(N - *)1 0 < к < т . |
|
Из второго уравнения (4.11) для к > 1 можно записать |
|
9(Jfc) = 9(0) - SN £1 /(N - у). |
(4.12) |
у=1 |
|
Чтобы (4.12) было решением системы (4.11), необходимо выполне ние равенства
S N j t q ( k ) Z \ / ( N - j ) = N - S ,
*=2 У=1
которое получается при подстановке (4.12) в первое уравнение системы (4.11) и определяет значение величины
S = l / t q ( m ) ”Z l/( N - k ) . |
(4.13) |
т- 1 к=0
Величина S, являясь пропускной способностью СМО, определяет одну из самых основных характеристик системы, ограничивая предельную загрузку, позволяя функционировать ей в стационарном режиме.
Этап 3. Для нахождения величиныДх) просуммируем по к и т все уравнения (4.9) и получим равенство
|
d \N |
N т- 1 |
[ + |
|
|
|
е— 1 Z (N - j + 1)П(х,у - 1,у,е) - р £ |
|
|||
|
ОХ [__/»! |
m=l*=0 |
J |
|
|
, |
d2 |
ГN |
N |
1 |
ч |
+ (e2/2 )-fy |
£(ЛА-у + 1)П(х,у-1,у,е) + р 1 2П(*,*,да,в) |
+0(e2). |
|||
|
àx |
[7=l |
m=l*=0 |
|
|
Подставляя сюда (4.10), будем иметь
eA/y'(jc) 1- P Z ? ( » » ) “ k )
|
m- 1 |
k=0 |
N |
|
|
+ / 2(*){ £<7(0 |
î ( / - l ) - p î V ) P - i ) |
|
ly=i |
|
k=0 |
+ e2TVy2 (JC) + 0(e2 ) = 0.
Полагая
e = l - p Z q(jn)Y,^l{N-k), m=1 A=0
(4.14)
(4.14a)
из (4.14) получим для неизвестной Дх) обыкновенное дифференциальное уравнение второго порядка с постоянными коэффициентами
/'(* ) + О/2 (*) = 0,
где коэффициент а, с учетом (4.12), имеет вид
a = S /N +S 2 £ |
q U ) ^ K N - k ) ' t v ( N - r ) . |
(4.15) |
|
у=2 |
*=1 |
г=1 |
|
Здесь 5 определяется равенством (4.13), аДх), следовательно, имеет экспоненциальный вид:
/(х ) = Сехр[-х/а].
Таким образом, асимптотическое распределение П(х, к, /я) вектора где е определяется равенством (4.14а), с учетом решения
первого этапа имеет вид
П(х, к,т) = C[N/(N - к)\](т)ехр[- JC/ ст]. |
(4.16) |