книги / Прикладные задачи теории массового обслуживания
..pdfодинаково распределенных (в общем случае зависимых) случай ных величин.
Рассмотрим произвольную заявку и предположим, что время ее пребывания в системе Т приняло значение, лежащее в интер вале (t, t + dt);
Я (Гс=(/, t + dt) )^f \t) dt .
За время пребывания t заявки в системе в нес поступит в среднем )Л заявок, т. е. к моменту выхода заявки из системы в ней будет находиться в среднем М заявок.
1 |
2 |
3 |
4 |
5 |
6 |
I |
* |
/7*х |
Входящий |
Ч—н+ |
• |
л |
» |
* |
ф |
||||
О |
|
|
гт |
|
|
|
|
t |
поток |
|
Т1 . |
:Т£ |
-------- |
|
Т5 |
|
т |
^вых Выходящий. |
|
о |
1 |
=1______ |
Ь |
п |
6 |
||||
2 |
3 |
Ц- |
5 |
7 |
Q t |
поток |
|||
|
|
|
|
|
Рис. 3.2.4 |
|
|
|
Тогда полное математическое ожидание числа заявок в си стеме будет
I = j t).f (/) dt = X/
О
иформула (3.2.14) доказана.
2.Система работает по принципу «заявка, поступившая в систему позже, может уйти из нее как раньше тех заявок, кото
рые поступили в систему до нее, так и позже» (рис. 3.2.5).
ч-н |
|
5 |
6 |
7 |
Пъх |
Входящий |
Ъ |
|
~ |
~ |
£ |
поток |
|
0 |
|
|
|
|
|
|
J l |
ъ |
Ч |
|
|
|
|
7 |
2 |
7 |
6 Лвых выходящий |
|||
4— ' - |
О |
О |
||||
t l |
4' |
5 ’ |
6’ |
7' |
|
|
/' |
Г 3 ' |
|
Рис. 3.2.5
Перенумеруем заявки в выходящем потоке событий в соот ветствии с порядком выхода заявок из системы (рис. 3.2.6).
Относительно вновь перенумерованного выходного потока заявок /7'пых можно сказать, что заявки в нем выходят строго друг за другом.
101
Опять выдвинем гипотезу, состоящую в том, что время пребы вания произвольной заявки в системе Т попало в интервал
(t,t + dt):
Р{Т с ( / , t + dt))xf{t)dt .
Так как в потоке П'вых заявки следуют строго друг за другом, то за время t в системе накопится в среднем Xt заявок. Следова
тельно, и в этом случае формула (3.2.14) тоже имеет место. Вернемся к анализу разомкнутых систем массового обслужи
вания.
Т_______
л_____ |
r |
9 |
9 |
1 |
*1 |
> |
> |
Выходящий |
О |
1' |
2е |
3' |
4' |
5’ |
б' |
7' t |
nomoK |
|
|
|
|
Рис. 3.2.6 |
|
|
Сравнивая выражения (3.2.12) и (3.2.14), можно записать следующую формулу для среднего времени нахождения заявки в системе:
t = |
s+r - = — |
(3.2.15) |
|
|
X |
л |
v |
В дальнейшем будет |
доказана |
справедливость |
формулы, |
определяющей среднее время ожидания заявки в очереди |
|||
|
70Ч = ^ - . |
|
(3.2.16) |
Сопоставляя формулы |
(3.2.14) и |
(3.2.16), можно |
убедиться |
в том, что среднее время обслуживания заявки определяется по формуле
(3.2.17)
Разомкнутые системы массового обслуживания будут рас смотрены в гл. 4, 5, 6.
Глава 4
СИСТЕМЫ МАССОВОГО ОБСЛУЖИВАНИЯ С ОТКАЗАМИ
Система массового обслуживания называется системой с от казами (потерями), если заявка, пришедшая в момент, когда все
каналы заняты, немедленно получает отказ и покидает систему (теряется).
Рассмотрим я-канальную разомкнутую систему массового обслуживания, на вход которой подается простейший поток зая вок с интенсивностью К. Поток обслуживаний каждого канала —
простейший с интенсивностью ц. Если заявка застает все каналы занятыми, то она покидает систему необслуженной (получает отказ).
При наличии свободных каналов могут рассматриваться раз личные алгоритмы распределения заявок по каналам: строгое (неслучайное) распределение заявок по свободным каналам или же случайное (хаотическое) распределение заявок по каналам. Кроме того, могут иметь место случаи, когда заявка, принятая к обслуживанию, по тем или иным причинам, не дождавшись конца обслуживания, покидает систему, т. е. остается необслуженной (случай «нетерпеливых» заявок). Могут иметь место случаи не полного обслуживания заявки, выхода канала из строя и т. п. Общим для всех этих систем является то обстоятельство, что заявка получает отказ, если все каналы заняты.
Перейдем к анализу различных систем массового обслужива ния с отказами. Рассмотрение каждой системы будем начинать с постановки задачи и заканчивать сводкой основных расчетных формул.
Хотя большинство систем, рассматриваемых в книге, являет ся частными случаями схемы гибели и размножения, тем не ме нее с целью развития навыков анализа этих систем будем каж дую систему изучать достаточно подробно.
юз
§4.1. КЛАССИЧЕСКАЯ СИСТЕМА МАССОВОГО ОБСЛУЖИВАНИЯ
СОТКАЗАМИ (СИСТЕМА ЭРЛАНГА)
П о с т а н о в к а з а д а ч и . На вход n-канальной системы массового обслуживания подается простейший поток заявок с интенсивностью X. Интенсивность простейшего потока обслужи-
ваний каждого канала ц. Если заявка застала все я-каналов занятыми, то она получает отказ (покидает систему необслуженной). Если заявка застала свободным хотя бы один канал, то она принимается к обслуживанию любым из свободных каналов и обслуживается до конца (заявки «терпеливые»).
Рис. 4.1.1
Описанная выше система названа нами классической потому, что с рассмотрения такой системы Эрлангом и начала разви ваться теория массового обслуживания. Эрланг рассмотрел ра боту такой системы на примере работы автоматического теле фонного узла связи. В этом случае поток заявок представляет собой поток вызовов со стороны абонентов. Длительность обслу живания характеризуется длительностью коммутации и длитель ностью разговора. Число каналов п равняется максимально воз
можному числу одновременно осуществляемых разговоров. Анализ работы любой СМО будем начинать с рассмотрения
возможных состояний системы и составления размеченного гра фа состояний системы с указанием интенсивностей потоков, переводящих систему из состояния в состояние.
Рассмотрим следующее множество состояний системы:
Хо — все каналы свободны, ни одна заявка не обслуживается; Х\ — занят ровно один канал (какой — неважно), обслужи
вается одна заявка;
хк — занято ровно k каналов (каких именно — неважно), об служивается k заявок;
хп — все п каналов заняты, обслуживаются п заявок *
Граф состояний данной СМО с отказами представлен на рис. 4.1.1. Как и ранее, возможность перескока «через состояния» не рассматривается, так как все потоки ординарны.
* Можно было бы рассмотреть и более обширное множество состояний с указанием, какие именно каналы заняты, но в этом нет необходимости, так как все каналы одинаковы.
104
Поясним порядок определения интенсивностей потоков собы тий на рис. 4.1.1. Когда система находится в состоянии x0i на нее
действует поток заявок с интенсивностью X, переводящий систему в состояние Х\. Если система находится в состоянии то на нее
действует уже два потока событий: 1) поток заявок с интенсив ностью 7., который стремится перевести систему в состояние Л'2 и
2) поток освобождений канала («поток обслуживаний»), кото рый стремится перевести систему в состояние лг0. Интенсивность этого потока равна р.
Рассмотрим случай, когда система находится в состоянии xh(k = 1, 2, ..., п— 1). В этом состоянии на систему действует опять
два потока:
1)поток заявок с интенсивностью X, который стремится пере вести систему слева направо, т. е. в состояние xh+\;
2)поток освобождений всех А занятых каналов с интенсив ностью Ар, который стремится перевести систему справа налево
всостояние хк~\.
Если система находится в состоянии х1и то на нее действует
только один поток событий с плотностью яр, переводящий систе му справа налево в состояние хп-\.
В соответствии с мнемоническим правилом составления си стемы дифференциальных уравнений для вероятностей состояний (см. § 2.3) получим
dt |
— |
"f l1/7! 00; |
|
|
|
|
|
|
|
||
dPk(t) |
— (Л4Au) pk (t) 4- |
\рь- 1(/) + |
|
||
dt |
(4.1.1) |
||||
|
|
|
|||
+ (* + l ) l ^ A + i ( 0 (* = 1. 2,. |
/ г - 1 ) , |
dpn it) |
—HV-PnW + ^Pn-1(0- |
|
dt |
||
|
Система (4.1.1) обычно интегрируется при начальных условиях
Ро(0)= 1: |
| |
Ра(0) = О (А = 1, 2,. |
(4.1.2) |
п), J |
что соответствует случаю, когда система в начальный момент при /= 0 свободна. Решение системы (4.1.1) при начальных усло виях (4.1.2) удовлетворяет нормировочному условию
V р„{{) = \ ( /> 0 ) . |
(4.1.3) |
Уравнения (4.1.1) называются уравнениями Эрланга. Заме
тим, что выражения (4.1.1) — (4,1.3) справедливы и для случая, когда потоки событий не являются простейшими, а представляют собой нестационарные пуассоновские потоки. В этом случае пара метры X = k(t)y р = р (0 являются некоторыми функциями вре
мени. В дальнейшем мы, как правило, не будем выписывать систе му дифференциальных уравнений для вероятностей состояний, так как читатель, зная мнемоническое правило составления этих уравнений и глядя на граф состояний, может без труда самостоя тельно их записать.
Вернемся к анализу нашей системы и рассмотрим стационар ный режим работы при t— *оо. Такой режим существует (см.
§ 2, 4), так как наша система эргодична: в ней нет групп состоя ний без выхода или без входа и все потоки простейшие.
Тогда при t— ъоо система дифференциальных |
уравнений |
||
(4.1.1) |
превратится в систему алгебраических уравнений: |
||
0 = — |
|
|
|
0 = |
— (Х-{- £ц) pk-\-\pk„\ - j (-£ -j- 1) |
( ^ = 1 , 2 , . |
., n — 1); |
|
|
|
(4.1.4) |
0 = — яр./?я + \p n-u
которые нужно решать совместно с нормировочным условием (4.1.3).
Для решения системы (4.1.4) введем обозначения такие же, какие были введены при анализе .схемы гибели и размножения:
i i ^ — lp i-i-i-ip p . (1 = 1, 2,. |
/г). |
(4.1.5) |
С учетом (4.1.5) уравнения (4.1.4) примут вид
«1 = 0;
iik |
i — uk — 0 (£ = 1, 2,. |
п — 1); |
(4.1.6) |
«/, = |
0- |
|
] |
Анализируя систему (4.1.6), убеждаемся в том, что
«/ = 0 ( / =1 , 2,. |
п). |
(4.1.7) |
Следовательно:
100
и вообще |
|
|
|
p* = ( - j f - ^ p0 |
(* = 0 , 1 , 2 , . |
(4.1.8) |
|
Для нахождения вероятности р0 воспользуемся нормировоч |
|||
ным условием |
|
|
|
I! Pk— Po X |
1, |
||
k=0 |
k=0 |
|
|
откуда |
|
|
|
Ро = |
1 |
(4.1.9) |
|
i —\Lkk\ |
|||
|
|
||
|
Л = 0 r |
|
|
Окончательно получим следующие формулы для вероятностей |
|||
состояний: |
|
|
|
|
|
(4.1.10) |
|
k=0 |
|
|
|
которые называются формулами Эрланга: |
|
||
Введем обозначение |
|
|
|
а = X |
(4.1.11) |
Величина а равна среднему числу заявок, поступающих в систе му за среднее время обслуживания одной заявки в одном канале.
Преобразуем выражение (4.1.10) к виду, удобному для вы числений. С этой целью используем обозначение (4.1.11) и умно жим числитель и знаменатель дроби (4.1.10) на величину е~%:
Р(Ь> а)
R(n, а)
(4.1.12)
к =0
где P(k, а) и R(n, а) табличные функции пуассоновского распре
деления (см. приложение).
107
Подробнее эти функции были рассмотрены в § 1.5.
Найдем характеристики работы классической системы маисо вого обслуживания с отказами. Вероятность обслуживания за явки Робе очевидно, равна вероятности того, что заявка, посту пившая в систему, застанет свободным хотя бы один канал:
Р обе --- 1 Рп--- 1 |
Р (/7, а)_Р (п, rt) — Р (/7, д) |
R (п— 1, а) .(4.1.13) |
|
|
R (Пу a) |
R (п, а) |
R (/г, а) |
С другой стороны, вероятность обслуживания заявки равна отно сительной пропускной способности системы
К |
\i.k |
k_ |
(4.1.14) |
|
I |
а |
|
|
|
где ).о — плотность потока обслуженных заявок (абсолютная
пропускная способность СМО), a k — среднее число занятых ка
налов.
Отсюда
R (п - |
*) |
(4.1.15) |
k = otP{обе = |
а) |
|
R (п, |
|
Выражение для среднего числа занятых каналов k можно полу чить и непосредственно через вероятности ри.
|
|
п |
|
|
У |
kP (*, а) |
(4.1.15) |
k = . - ^ k Pl! |
^\ ^ |
Р (#, |
а) _ |
fe-0________ |
|||
"/г-О |
R(n> |
a) |
|
R(n, а) |
|
||
к =0 |
|
|
|
||||
Сравнивая (4.1.15) и |
|
(4.1.16), убеждаемся |
в том, что |
|
|||
п |
kP(k, |
|
|
|
|
|
|
2 |
a) = a # ( / i - l , |
|
а). |
(4.1.17) |
k = 0
Это соотношение нам потребуется в дальнейшем изложении. Вероятность того, что канал з_анят, будет равна отношению
среднего числа занятых каналов |
k к общему числу каналов /г. |
|
k |
___ а |
R ( n — 1, а) |
П |
П |
(4.1.18) |
R(n, а) |
Введем в рассмотрение случайную величину ГЛЛ( — время занятости канала, равную длине промежутка времени, начинаю щегося с момента поступления заявки в канал до следующего непосредственного момента освобождения канала. Время заня тости канала Тям по условию распределено по показательному
108
закону с интенсивностью ц. Следовательно, среднее время заня тости канала /З.и будет равно
4.к = ^[7'з.к1 = — |
(4.1.19) |
JJL |
|
Временем простоя канала Тик называется длина промежут
ка времени, начинающегося с момента освобождения канала до его занятия следующей заявкой. Среднее время простоя канала
tп.к определяется из следующего выражения, имеющего место
для эргодической системы, находящейся в стационарном режиме:
-з.к = д: '"к_ . |
(4.1.20) |
^З.К + ^п.к |
|
т. е. вероятность занятости канала равна отношению среднего времени занятости канала к сумме среднего времени занятости канала и среднего времени простоя канала (см. 2.4.15).
Сравнивая выражения (4.1.19) и (4.1.20), получим
Т = |
Г |
1 |
nR (п, а) — ОЕР (п — 1, а) |
*11.К |
#З.К |
I |
(4.1.21) |
|
|
R(n, а) |
Вероятность полной загрузки системы, т. е. вероятность того, что все каналы будут заняты, равна
Рп |
Р (п, |
а) |
- Р п |
(4.1.22) |
|
Р(П, |
а) |
||||
|
|
|
Введем в рассмотрение время полной загрузки системы 7V;„ время, протекающее с момента занятия заявками всех п кана
лов до момента освобождения хотя бы одного канала, т. е. время однократного пребывания в состоянии хп. Время полной загрузки
системы Гп.з распределено по показательному закону с парамет ром п\х. Это следует из того, что граф состояний подсистемы для
определения закона распределения времени пребывания в состоя
нии хп имеет вид, показанный на рис. 4.1.2. Соответствующие
дифференциальные уравнения нужно решать при начальных ус
ловиях рп(0) = 1, рп-\ (0) =0. Следовательно, среднее время пол
ной загрузки системы будет
?п,-=М[7\3)= — |
(4.1.23) |
ГЦ1 |
|
Время неполной загрузки системы Г„.а равно длине проме жутка времени, протекающего от момента перехода системы из состояния хп в состояние хп- и до следующего момента возвраще ния системы в состояние хп. Граф состояний подсистемы для
определения закона распределения времени неполной загрузки системы имеет вид, показанный на рис. 4.1.3. Систему дифферен
109
циальных уравнений, соответствующую графу состояний, изобра женному на рис. 4.1.3, нужно решать при начальных условиях
/7„_l(0)= l, J0((O)= O |
1). |
|
Функция распределения времени Тил определяется |
из ра |
|
венства |
|
|
F » ,(0 = Р (7’1,з <i)--=~pn(1\ |
|
(4.1.24) |
где вероятность pn{t) определяется из решения системы диффе
ренциальных уравнений, соответствующей графу состояний, изо-
|
_А^ |
лр |
К |
|
|
Рис. 4.1.2 |
Рис. 4.1.3 |
браженному на рис. 4.1.3. Система дифференциальных уравнений должна решаться при начальных условиях
Р*-\{0) = 1; рк(0) = 0 ( к ф п - \ ) .
Плотность распределения времени неполной загрузки системы равна
/„.з (0 = dt F«, (0 =-• dt Рп (t)=lpn- 1(t). |
(4.1.25) |
Среднее время неполной загрузки системы Тп.3 найдем на
основании эргодического свойства: вероятность яГ1.3 того, что система полностью загружена, равна отношению среднего вре мени полной загрузки системы к сумме средних времен полной и неполной загрузки системы:
_ |
_ |
^п.з |
у |
|
|
|
‘•■и.з |
|
— |
_ |
|
|
|
откуда |
|
^н.з 4" ^п.з |
|
|
||
|
|
|
|
|
|
|
* — л п-а — |
1 |
/ ? ( л - 1 , а ) |
( 4 . 1 . 2 6 ) |
|||
Я„.з |
|
п ц |
Р ( П , |
а ) |
|
|
Под простоем системы |
будем |
понимать |
такое |
ее сочетание, |
когда все каналы простаивают.
Вероятность простоя системы яп.с, очевидно, равна вероятно сти того, что все каналы свободны, т. е. вероятности пребывания
системы в состоянии х0: |
|
^п.с — Ро• |
(4.1.27) |
110