книги / Прикладные задачи теории массового обслуживания
..pdfо т к у д а
|
а—1 |
В ( а + k — 1, а — I, ——^ |
|
/V |
«+» -!_ |
\_______________ 2J |
Я ^/i —А + 1, n — k 4-1, |
|
|
В ^7 + /7, 3, |
|
(4.6.25^
Напомним, что последнее выражение справедливо только при целом положительном а. Если а не целое, то при большом чис
ле каналов n(/i>10) можно приближенно провести линейную интерполяцию: сначала найти решение для [а] — целой части а,
а затем для числа 1а]+'1 и после этого линейно интерполировать на величину а.
Найдем различные характеристики работы системы. Для оп ределения вероятности обслуживания проведем следующие рас суждения. Выдвинем гипотезу о том, что к моменту поступления
очередной заявки |
система находилась в состоянии |
хк. |
Вероят |
||||
ность этой гипотезы будет рк. В этом случае |
очередную |
посту |
|||||
пившую заявку |
будет |
обслуживать |
(п—k) каналов |
и |
вероят |
||
ность ее обслуживания будет равна |
1 — (1 — р)п~к. Следователь |
||||||
но, полная вероятность обслуживания заявки будет |
|
|
|||||
|
|
k |
|
|
п |
|
|
р обс=£ ( 1_ ( 1 _ /?У'-*)/,* = 1 -< 7 п |
£ |
|
(4.6.26) |
||||
|
|
k=0 |
|
|
*=0 |
|
|
где <7 = 1 — р. |
|
|
|
|
|
|
|
В частном случае, когда вероятность р= 1: |
|
|
|
||||
Ро б е |
1 |
Рп |
X |
П |
_J__ |
|
(4.6.27) |
1 |
/1 + 3 |
1+ * |
|
||||
|
|
|
77JJL + X |
|
|
||
Сравнивая эту формулу с формулой |
(4.5.8), можно заметить, что |
при р= \ рассматриваемая система и система с отказами и слу
чайным распределением заявок имеет одинаковую пропускную способность.
Вероятность того, что система будет полностью загружена,
определим из формулы |
|
-н.з = А, = — ;— |
(4.6.28) |
а + п |
|
(эта формула справедлива для любого а > 0 ). Время полной за грузки системы распределено по показательному закону с па раметром /гц, следовательно, среднее время полной загрузки сис темы будет
t
пц
161
откуда среднее время неполной загрузки системы можно найти из выражения
п
7„.з=7п.з - |
Jtjj,з |
а + " |
= т ~ |
(4-6.29) |
|
^ |
л |
|
X-f я
Для отыскания закона распределения времени неполной за грузки системы составим граф состояний подсистемы X, пока
занный на рис. 4.6.2.
Л
Рис. 4.6.2
Систему дифференциальных уравнений, соответствующих это му графу состояний, нужно интегрировать при условии, что в мо
мент t= 0, система находится в состоянии хп-и т. е. |
|
Р„-1 (0) = 1; р„(0)=0 ( к Ф п - \ ) . |
(4.6.30) |
Покажем, что время простоя системы в этом случае также распределено по показательному закону с найденным выше па
раметром Л= ~ ~ tн.з.
Выпишем систему дифференциальных уравнений, соответст
вующих графу состояний подсистемы X, изображенной на
рис. 4.6.2:
- ( Ж я - 1 ) р ) Я - 1 W;
d p " - f - { t ) = |
- (X + ( г а - о т ) ц ) ~ Р п - т ( 0 + |
at |
|
— |
(от— 2 ,3 ,..., га). t |
162
Преобразование Лапласа для этой системы уравнений при на чальных условиях (4.6.30) будет иметь вид
(s + X -f (/г — 1) а) Рп—1(5) = S]
(5-J-X-[- (/г — т) а) Рп-т (s)= |
|
(4.6.3—) |
|
=={Р' |
Ш~Ь 1) )^Рп—т+ 1($) (/П = 2, |
3, . . . |
| |
Решая последовательно эти уравнения, получим |
|
||
Р п - \ (^)— ■5 + X4- (л — 1) »х |
|
|
|
|
т — 1 |
|
(4.6.33) |
|
1 П (л — /) |
|
|
|
|
|
|
~Рп-т( 0 = |
—------- — ----------- ("1= |
2, з ........л). |
|
|
П (S - f I + (л - |) а ) |
|
|
|
/ = 1 |
|
|
Можно убедиться, что сумма изображений всех этих вероят ностей состояний имеет вид
7 -1
п S 1 П (л — /)
5] Рп—т(5):
т- 1
+ £ |
i |
= -^ -.(4 .6 .34) |
5 + Х + (л — 1);х ' " |
S + 1 |
^=2 П (s;+ х + (л — i) [*)
1=1
Следовательно, оригинал для этой суммы равен
£ -х/. (4.6.35)
Преобразование Лапласа является линейной однородной опе рацией, для которой выполняется свойство суперпозиции:
если
/ ( 0 = 2 //(о
/=1
и fi(s) |
|
е с т ь |
и з о б |
р а ж е н и е |
ф |
у н к ц |
и и - |
/ Д О , |
т о |
/ ( s |
е с т ь |
и з о б р а ж е н и е |
ф у н к ц и и |
/ |
( 0 - |
|
/= 1 |
с у м |
|||
С л е д о в а т е л ь н о , |
||||||||||
н о с т е й |
> Д 0 , . . . , P n - \ ( f ) б у д е т |
р а в н а |
|
|
|
|||||
|
|
|
|
П |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
J |
|
|
|
|
(4.6.36) |
|
|
|
|
|
т= 1 |
|
|
|
|
|
|
163
В соответствии с графом состояний, изображенным на рис. 4.6.2, плотность распределения времени неполной загрузки системы будет определяться по формуле
/ н . з |
( /) = |
>• 2 |
P n - m ( t) = 'i*e-}t ( |
t > 0 ) |
, |
( 4 . 6 . 3 7 ) |
||
|
|
П1= 1 |
|
|
|
|
|
|
что и требовалось |
показать. |
|
будет равно |
|
|
|||
Среднее число занятых |
каналов |
|
|
|||||
|
|
|
* = 2 |
k P k • |
|
|
( 4 . 6 . 3 8 ) |
|
|
|
|
k=Q |
|
|
|
|
|
Вероятность того, |
что |
канал занят, |
найдем |
по |
формуле |
|
||
|
|
|
* э , < = —П |
|
|
|
( 4 . 6 . 3 9 ) |
|
Среднее время занятости канала /З.к по условию равно |
|
|||||||
|
|
|
73, = |
— |
, |
|
|
(4.6.40) |
|
|
|
|
м- |
|
|
|
|
откуда на основании эргодического свойства среднее время про стоя канала можно вычислить так:
7„.к=7.к ‘ ~ Лз-к |
(4.6.41) |
Л 3.к
Найдем среднее время пребывания заявки в системе. Допу стим, что к моменту прихода очередной заявки система была в состоянии xh(k<n). Вероятность этой гипотезы равна р/г. В этом случае очередную заявку начнут обслуживать (п—k) каналов.
Обслуживание будет продолжаться до тех пор, пока для всех (п—k) каналов не кончится время обслуживания, которое осу
ществляется каждым каналом независимо от других (при этом заявка с некоторой вероятностью может быть и не обслужена; вероятность этого равна (1—р) п~к). Следовательно, обслужива
ние будет продолжаться до тех пор, пока оно не закончится у того канала, который обслуживает заявку максимальное вре мя среди всех п—k каналов. Таким образом, время обслужива
ния будет определяться из формулы
Г(л_ Л) = шах(Г11 Г2, . . . ? 7V*), |
(4.6.42) |
где Ti(i= 1, 2, ..., п—k ) — система независимых случайных вели
чин, распределенных одинаково по показательному закону с па раметром |х.
164
Известно [19], что закон распределения максимума (п—k)
независимых одинаково распределенных случайных величин имеет вид
|
/<-*> (0= (« - k) (F i (/))я“ *” 1 • /, (О, |
(4.6.43) |
где Л (0 |
(/> -0) —плотность распределения |
случайной |
|
величины 7\-(г=1, 2, 3 , ... , |
ti —k)\ |
|
F 1(0 — функция распределения той же слу |
|
|
чайной величины. |
|
Следовательно, плотность распределения максимума (п—k)
случайных величин, распределенных одинаково по показательно му закону с параметром р, будет иметь вид
/<«-« (/)= (« - *)(1 - |
(* > 0), (4.6.44) |
а функцию распределения этого времени можно найти по фор муле
/=•<„_*) (0 = (1 - е - » ‘)г- к (t > 0, k < я). |
(4.6.45) |
Если вновь прибывшая заявка застает все каналы занятыми (вероятность этого равна рп), то она немедленно получает от
каз, следовательно, плотность распределения времени нахожде ния заявки в системе будет равна
/(0) = В (0, |
(4.6.46) |
где 6 (0 — дельта-функция (см. § 1.5), а функцию распределения найдем по формуле
Ло> (0= 1(0, |
(4.6.47) |
i
где 1 ( 0 = f b(t)dt —единичная функция.
Таким образом, безусловная плотность распределения време ни нахождения заявки в системе будет иметь вид
|
я о = 2 / ( - « ю |
л |
(* > °)- |
(4.б.48) |
|
|
л=о |
|
|
|
|
Найдем математическое ожидание времени пребывания заяв |
|||||
ки в системе: |
|
|
|
|
|
1 = j / / ( o ^ |
= J < 2 /(»-*>( 0 / v # = |
2 М |
// (,'_ *) ^ ‘//’ |
(4-6*49) |
|
_оо |
о Л=0 |
|
*=0 |
о |
|
так как (см. [21]) |
0. |
|
|
|
|
|
to (/) = |
|
|
|
165
Найдем интеграл вида |
|
j tf(n-k) (f) d t = j t(n — k) (1 — е-^У~к~г (1.e-'ltd t= |
|
п —k —1 |
|
= (rt-k) 2 |
’лСГ-fc-i ( — 1 )mj t (e-»‘)me-*‘dt-- |
m = 0 |
0 |
m - 0
Исходя из последнего выражения, получим следующую фор мулу для среднего времени нахождения заявки в системе:
л—1 п — Р— 1
|
|
|
|
|
2 |
|
7Z-frrr- (4.6.50) |
||
|
|
Л = 0 |
|
/л=0 |
|
(« + I)2 |
|
||
|
|
|
|
|
|
||||
С учетом формулы |
(4.6.20) выражение для среднего времени на |
||||||||
хождения заявки в системе окончательно примет вид |
|
||||||||
7 = — |
V |
— |
• |
r(g + *> |
■ |
У |
(-1 )» С ? _ * _ ,-----------.(4.6.51) |
7 |
|
,Х |
^ |
k \ |
|
Г (<1+ л + 1) |
^ |
v |
(/л+1)2 к |
||
|
k = 0 |
|
|
|
|
т = 0 |
|
|
|
При целом положительном числе а получим |
|
|
|||||||
|
— |
1 |
л—1 p a — 1 л — k — 1 |
|
|
|
|||
|
|
W+*-l |
2 |
|
|
(4.6.52) |
|||
|
|
* |
в=11 С“+п |
|
|
||||
|
|
т=о |
|
|
|
Зная среднее время пребывания заявки в системе, можно найти
среднее число заявок, находящихся |
в системе: |
1 = П. |
(4.6.53) |
О с н о в н ы е р а с ч е т н ы е ф о р м у л ы
Вероятность того, что занято ровно k каналов:
Рп |
ап |
Г(з + £) |
|
k\ |
Г(зс 4- п 4- 1) 1 |
||
|
п
Р о= 1
/? = 1
где а —— Iх
16G
При а целом положительном числе эти формулы принимают вид
^ = - ^ = L ( 0 < * < « )■ ^а+л
Вероятность обслуживания
* г ,
к=О
где <7 = 1 —р.
В частном случае при р = 1 (^=0)
Ро6с = — -— .
П+ а
Вероятность полной загрузки системы
ъ п.з = Р п = |
- |
• |
|
а + п |
|
Среднее время полной загрузки системы
1 ^З.С-- 'Щ
Среднее время неполной загрузки системы
7 _ _ L
* н . з — К
Среднее число занятых каналов
£ = 2 Ьр„
*=0
Вероятность того, что канал занят
‘ГСпК-- k
Среднее время занятости канала
7 3.к = —Iх •
Среднее время простоя канала
^П.К Iх ' ЯЗ.К
167
Среднее время пребывания заявки в системе |
|
|
Л— 1 |
л—ft—1 |
|
Г (а + к) |
£ (-i)mc"U_i |
1 |
Г(* + л + 1) |
(т+1)'2 * |
т- О
Вчастности, при а целом положительном числе
л-1 а—1 |
л—ft—1 |
Сa+ft+1 |
1 |
а |
2 ( — l) mC£l»_i |
(■W+.l)2 |
|
Са-Ьл |
т = 0 |
Среднее число заявок в системе
Т = а .
З а д а ч и и у п р а ж н е н и я
4.6.1.Рассматривается система ПВО с нарушенным управле
нием Нарушение управления состоит в том, что каждую вле тающую в зону обстрела цель обстреливают все свободные к это му времени каналы. Обстрел цели каждым каналом длится слу чайное время, распределенное по показательному закону с параметром ц. За это время каждый канал поражает цель с ве роятностью р независимо от других каналов, принимающих
участие в обстреле. Определить характеристики работы системы,
если параметры системы ПВО следующие: п = 4; к = 4 —— ;
мин
! * = 1 — ; р=0,5.
мин
Р е ш е н и е
Врассматриваемом примере величина
\ л
а= — = 4 — целое число.
и-
Вероятности различных состояний системы будут равны:
р а— 1 |
1 |
с г 1 |
4. |
|
р а— 1 |
10_ |
W-1 |
|
JL+1 |
||||
Ро ' Г* |
70 Рг |
|
~70 ’ |
Р2~ ' |
|
|
■^а-Ьп |
Са |
70~ |
||||
W-f-л |
|
|
|
^а+п |
|
|
|
(-а—1 |
„ _ |
1 |
V |
35 |
|
Ръ=- |
20 |
|
||||
70 |
|
|
Рk |
7П |
|
|
|
|
|
|
|
70 |
|
ft = 0
168
Вероятность поражения налетающего самолета
P o6c= l _ |
^ 2 Ж = \ - ( Y )42 2*^ = 0,247 . |
|
|
к=0 |
й=0 |
Вероятность полной загрузки системы |
||
|
*п.3 = — -— = |
0,5. |
|
а 4- п |
|
Среднее время |
полной загрузки |
|
|
/п.з= — = 0,25 |
мин. |
|
П[х |
|
Среднее время неполной загрузки |
|
|
|
/н.з ~==—-—— 0,25 |
мин. |
Среднее число занятых каналов |
|
*= 2 ^ * = 3 , 2. k-0
Вероятность |
того, что канал занят: |
|
||||
|
|
|
^з.к=— = 0,8. |
|
||
|
|
|
|
П |
|
|
Среднее время занятости канала |
|
|
||||
|
|
|
/3.K= — = 1 |
мин. |
|
|
|
|
|
|
и |
|
|
Среднее время простоя канала |
|
|
||||
|
|
7п,к = — |
-~ Яэ-к-= 0,25 мин. |
|
||
|
|
|
I 1 |
Л З . К |
|
|
Среднее время пребывания заявки в системе |
|
|||||
1 V* |
^g+k-l |
n—k—l |
|
1 |
|
|
у / |
|
мин. |
||||
s |
|
|
|
|
0,429 |
|
|
с ;а+п |
т=0“ |
“ |
(т + 1Я |
|
|
k= l |
|
|
||||
Среднее |
число обстреливаемых |
самолетов l = tK=\J5. |
||||
4.6.2. |
Сравнить по пропускной способности систему ПВО, рас |
смотренную в предыдущем примере, с системой ПВО, работаю щей как СМО с отказами и вероятностью успешного обслужива ния р (см. § 4.2), если параметры системы /г, X, р, р одинаковы
(такие же как в задаче 4.6.1).
169
Р е ш е н и е
Для СМО с отказами и вероятностью успешного обслужива ния р относительная пропускная способность определяется по
формуле (4.2.1):
Р (1 = Р |
R ( n - 1, а) |
0,5 |
* (3»4) |
0,397. |
|
Я(п, а) |
|||||
|
R (4, 4) |
Таким образом, система массового обслуживания с отказа ми и вероятностью успешного обслуживания р при данных зна чениях параметров п, X, ц, р имеет большую пропускную способ
ность.
4.6.3. Рассматривается си стема массового обслуживания с отказами и недостоверным об служиванием (см. § 4.2) и си стема массового обслуживания с отказами, взаимопомощью и отсутствием информации о ре зультатах обслуживания, кото рая анализируется в этом па раграфе.
Показать, что при малом значении параметра X система мас
сового обслуживания, рассматриваемая в этом параграфе, имеет
большую пропускную |
способность, |
чем СМО, |
рассмотренная |
в § 4.2; при большом |
значении параметра X — наоборот. При |
||
этом предполагается, что остальные |
параметры |
(«, ц, р) одина |
|
ковы для обеих систем. |
|
|
|
Р е ш е н и е |
|
|
|
При малом значении параметра Я(ЖСр) у обеих систем веро ятность ро того, что все каналы свободны, будет близка к едини
це. Тогда практически каждая заявка, поступающая на вход сис темы, рассмотренной в этом параграфе, будет обслуживаться всеми «каналами и вероятность ее успешного обслуживания при ближенно будет равна 1 — (1—р)п, в то время как каждая заяв
ка, поступающая на вход системы, рассмотренной в § 4.2, будет обслуживаться одним каналом и вероятность успешного ее об служивания будет равна р.
При большом значении параметра Л и в той и в другой сис теме практически будут заняты все каналы, т. е. рп^ 1. В этом
случае абсолютная пропускная способность системы, рассмот ренной в § 4.2, будет равна пцр, а вероятность обслуживания прр/Х. Для системы, рассмотренной в этом параграфе, вероят
ность обслуживания будет практически равна нулю:
П
2 (1 —(1 —p)n~k) jP *~(i —(i — р )п~п) р„= о-
=П
170