cudarikova2
.pdfμ =1/tобсл,
где tобсл = M[Tобсл] – математическое ожидание времени обслужива ния заявки.
Вместо «поток обслуживания – простейший» часто говорят «время обслуживания – показательное». В дальнейшем для краткости вся кую СМО, в которой все потоки простейшие, будем называть простей шей СМО (главным образом, они и будут здесь рассматриваться).
Если все потоки событий простейшие, то процесс, протекающий в СМО, представляет собой марковский случайный процесс с дискрет ными состояниями и непрерывным времени. При выполнении неко торых условий для этого процесса существует финальный стацио нарный режим, при котором как вероятности состояний, так и дру гие характеристики процесса не зависят от времени.
С помощью теории массового обслуживания решаются следую щие задачи:
1)нахождение вероятностей различных состояний СМО;
2)установление зависимости между заданными параметрами (чис лом каналов n, интенсивностью потока заявок λ, распределением вре мени обслуживания и т. д.) и характеристиками эффективности ра боты СМО.
В качестве характеристик эффективности работы СМО могут рассматриваться, например, следующие:
1)среднее число заявок A, обслуживаемое СМО в единицу време ни, или абсолютная пропускная способность СМО;
2)вероятность обслуживания поступившей заявки Q или относи% тельная пропускная способность СМО; Q = A/λ;
3)вероятность отказа Pотк, т. е. вероятность того, что поступив шая заявка не будет обслужена, получит отказ; Pотк = 1 – Q;
4)среднее число заявок в СМО (обслуживаемых или ожидающих в очереди) z ;
5)среднее число заявок в очереди r ;
6)среднее время пребывания заявки в СМО (в очереди или под обслуживанием) tсист ;
7)среднее время пребывания заявки в очереди t0 ;
8)среднее число занятых каналов k.
В общем случае вероятности различных состояний СМО и харак теристики эффективности работы СМО зависят от времени. Но мно гие СМО работают в неизменных условиях достаточно долгое время, и поэтому для них успевает установиться режим, близкий к стацио нарному. Далее, не оговаривая этого каждый раз специально, будем вычислять финальные вероятности состояний и финальные харак
91
теристики эффективности СМО, относящиеся к предельному, стаци онарному режиму ее работы.
Система массового обслуживания называется открытой, если интенсивность поступающего на нее потока заявок не зависит от со стояния самой СМО.
Для любой открытой СМО в предельном стационарном режиме среднее время пребывания заявки в системе tсист выражается через среднее число заявок в системе с помощью формулы Литтла:
|
t |
сист = |
z |
/λ, |
(4.9) |
где λ– интенсивность потока заявок.
Аналогичная формула (называется также формулой Литтла) свя зывает среднее время пребывания заявки в очереди t0 и среднее число r заявок в очереди:
|
t |
0 = |
r |
/λ. |
(4.10) |
Формулы Литтла очень полезны, так как позволяют вычислять не обе характеристики эффективности, а только какую нибудь одну из них.
Подчеркнем, что формулы (4.9) и (4.10) справедливы для любой открытой СМО (одноканальной, многоканальной, при любых ви дах потоков заявок и обслуживаний); единственное требование к потокам заявок и обслуживаний – чтобы они были стационарными.
Аналогично универсальное значение для открытых СМО имеет формула, выражающая среднее число занятых каналов k через абсо лютную пропускную способность A:
|
k |
= A/μ, |
(4.11 ) |
где μ=1/tобсл – интенсивность потока обслуживаний.
Очень многие задачи теории массового обслуживания, касающиеся простейшихСМО,решаютсяприпомощисхемыгибелииразмножения.
Для схемы гибели и размножения (рис. 4.4) финальные вероятно сти состояний выражаются формулами:
|
|
|
|
λ0 |
|
λ0λ1 |
|
|
|
λ0λ11λk−1 |
|
|
λ0λ11λn−1 |
−1 |
|||||
p0 |
= 1 |
+ |
|
|
+ |
|
|
|
+ |
1 |
+ |
|
|
+1 |
+ |
|
|
|
|
μ1 |
μ1μ2 |
μ1μ2 |
1μk |
μ1μ2 |
|
||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
1μn |
|||||||||
p |
= |
λ0 |
p |
|
; p |
|
= |
λ0λ1 p ; |
|
|
|
|
|
|
|||||
1 |
|
μ |
|
0 |
|
2 |
|
μ μ |
2 |
0 |
|
|
|
|
|
|
|
||
|
|
1 |
|
|
|
|
|
|
1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
pk = λμ0λμ11λμk−1 p0 (0 ≤k ≤n) ; 1 ; pn = λ0λ11λn−1 p0 . 1 21 k
;
(4.12)
92
При выводе формул для среднего числа заявок (в очереди или в системе) широко применяется прием дифференцирования рядов, со стоящий в следующем. Если x < 1, то
∞ |
∞ |
d |
|
∞ |
|
d x |
|
|
x |
|
|||||
∑kxk−1 = x∑ |
d |
xk = x |
∑xk = x |
= |
|
, |
|||||||||
|
|
|
|
|
|
|
−x2 |
||||||||
k=1 |
k=1 dx |
dx k=1 |
|
dx 1 −x 1 |
|
||||||||||
и окончательно |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
∞ |
|
|
|
x |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
∑kxk = |
|
. |
|
|
|
|
|
|
(4.13) |
|||
|
|
|
1 −x2 |
|
|
|
|
|
|
||||||
|
|
|
k=1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
4.4. Финальные вероятности состояний и характеристики эффективности для некоторых часто встречающихся типов систем массового обслуживания
4.4.1. Простейшая СМО с отказами (задача Эрланга)
На n канальную СМО с отказами поступает простейший поток заявок с интенсивностью λ; время обслуживания – показательное с параметром μ =1/tобсл. Состояния СМО нумеруются по числу заявок, находящихся в СМО (в силу отсутствия очереди, число заявок совпа дает с числом занятых каналов):
s0 – СМО свободна;
s1 – занят один канал, остальные свободны; ...;
sk – занято k каналов, остальные свободны (1 ≤ k ≤ n); ...; sn – заняты все n каналов.
О чем эта задача? Проанализируем исходные данные.
1.«n канальная СМО» – это, например, n контролеров, работаю щих в цеховой лаборатории НК и выполняющих одинаковую работу.
2.Поскольку «СМО с отказами», то партии продукции («поток заявок»), пришедшие в момент, когда все контролеры заняты, не принимаются (получают отказ).
3.«Партии продукции поступают на контроль с интенсивностью λ» означает, что в единицу времени на контроль поступает в среднем λ партий.
4. «Время обслуживания – показательное с параметром μ =1/tобсл» означает, что время обслуживания заявки (т. е. время контроля одной предъявленной партии) Tобсл представляет собой слу чайную величину, имеющую показательное распределение
0 при T |
|
<0; |
|
|
|
обсл |
|
|
|
f(Tобсл) = |
|
при T |
≥0, |
|
μe−μTобсл |
|
|||
|
|
|
обсл |
93
где μ =1/tобсл – параметр показательного распределения ( tобсл = = M[Tобсл] –математическое ожидание времени обслуживания (кон троля) партии продукции). Параметр показательного распределения m есть интенсивность потока обслуживаний (т. е. число контролиру емых партий в единицу времени).
Теперь для поставленной задачи найдем финальные вероятности состояний СМО и характеристики эффективности СМО.
Финальные вероятности состояний выражаются формулами Эрланга:
|
|
|
|
|
|
ρ |
|
ρ2 |
|
|
ρn −1 |
|
ρk |
|
|||
|
|
p0 |
= 1 |
+ |
|
|
+ |
|
+1+ |
|
; |
pk = |
p0(k =1, 2,1, n), |
(4.14) |
|||
|
|
1! |
2! |
|
|||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
n! |
|
k! |
|
||||||
где ρ =λ/μ. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
Что мы получили? |
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||
|
|
|
|
|
ρ |
|
|
ρ2 |
|
|
ρn −1 |
|
|
|
|
||
1. |
p0 |
= 1+ |
|
|
+ |
|
+1+ |
|
– это вероятность того, что СМО (си |
||||||||
|
|
|
|||||||||||||||
|
|
|
|
1! |
|
|
2! |
|
|
n! |
|
|
|
|
стема S) находится в состоянии s0, т. е. все ее контролеры свободны.
2. pk = ρk p0 (k =1, 2, 1, n) – это вероятность того, что система S k!
находится в состоянии sk, т.е. k контролеров заняты, а остальные свободны.
Параметр ρ= λ/μ– отношение интенсивностей поступления партий на контроль (λ) и их обслуживания (μ) или, что то же самое, отноше ние количества партий, поступивших на контроль за время T, к ко личеству партий, проверенных за это же время T. Поскольку рас сматривается СМО «с отказами», то ρ < 1 (если контролер не прове рил предыдущую партию, то следующую он не принимает).
Характеристики эффективности:
A =λ(1− pn); Q =1− pn; Pотк = pn; |
k |
=ρ(1− pn). |
(4.15) |
Что мы нашли?
1. A = λ (1 – pn) – среднее число заявок, обслуживаемое СМО в единицу времени, или абсолютная пропускная способность СМО – т. е. среднее число партий, контролируемых всей цеховой лаборато рией НК в единицу времени.
Параметр pn – вероятность того, что СМО находится в состоянии sn, т. е. заняты все n каналов (все контролеры).
94
2.Q = 1 – pn – вероятность обслуживания поступившей заявки или относительная пропускная способность СМО – т. е. вероятность того, что предъявляемую на контроль партию примут на контроль (окажется хотя бы один свободный контролер, который ее сможет взять).
3.Pотк = pn – вероятность отказа, т. е. вероятность того, что предъявляемая партия не будет принята на контроль, получит от каз, так как все контролеры заняты; Pотк = 1 – Q.
4.k = ρ(1− pn) – среднее число занятых каналов (контролеров). Вернемся к выражениям (4.14).
При больших значениях n вероятности состояний (4.14) удобно
вычислять через табулированные функции
P(m, a) = am e−a, |
(4.16) |
|||
m! |
|
|
|
|
представляющую собой распределение Пуассона, и |
|
|||
m |
k |
|
||
R(m, a) = ∑ |
a |
|
e−a. |
(4.17) |
|
|
|||
k=0 k! |
|
Справка. Из математики известно, что распределение случайной величины X будет пуассоновским тогда, когда число независимых испытаний n велико, а вероятность появления события в каждом испытании p мала. Это распределение называют также законом ред ких явлений. При этом вероятность того, что случайная величина X примет определенное значение m, выражается формулой (4.16), где a = np – параметр Пуассона (интенсивность появления событий в n независимых испытаниях). Математическое ожидание и дисперсия случайной величины, распределенной по закону Пуассона,
M[X] = D[X] = a.
Для определения численных значений P(m, a) и R (m, a) существу ют таблицы – например, [2, прил. 1 и 2].
Функцию P(m, a) можно выразить через R(m, a):
P(m, a) = R(m, a) −R(m −1, a). |
(4.18) |
Пользуясь этими функциями, формулы Эрланга (4.14) можно пе реписать в виде
pk = P(k, ρ)/R(n, ρ)(k =0,1, 1, n). |
(4.19) |
95
4.4.2. Простейшая одноканальная СМО с неограниченной очередью
На одноканальную СМО поступает простейший поток заявок с интенсивностью λ. Время обслуживания – показательное с парамет ром μ =1/tобсл. Длина очереди не ограничена. Финальные вероятно сти существуют только при ρ = (λ/μ) < 1 (при ρ ≥ 1 очередь растет неограниченно). Состояния СМО нумеруются по числу заявок в СМО, находящихся в очереди или обслуживаемых:
s0 – СМО свободна;
s1 – канал занят, очереди нет;
s2 – канал занят, одна заявка стоит в очереди; ...; sk – канал занят, k – 1 заявок стоят в очереди; ...
Для поставленной задачи найдем финальные вероятности состоя ний и характеристики эффективности СМО.
Финальные вероятности состояний выражаются формулами:
p0 =1−ρ; pk =ρk(1−ρ)(k =1, 2, 1), |
(4.20) |
где ρ= (λ/μ) < 1.
Характеристики эффективности:
|
|
|
|
|
|
A = λ; Q =1; Pотк =0; |
|
|
(4.21) |
||||||||
|
|
ρ |
|
|
|
ρ2 |
|
|
|
ρ |
|
|
|
ρ2 |
|
(4.22) |
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||
z = |
1−ρ; r = |
1−ρ; tсист = λ(1−ρ); t0 = |
λ(1−ρ); |
||||||||||||||
|
среднее число занятых каналов (или вероятность того, что канал за нят)
|
k |
= λ/μ =ρ. |
(4.23) |
4.4.3. Простейшая одноканальная СМО с ограничением по длине очереди
На одноканальную СМО поступает простейший поток заявок с интенсивностью λ; время обслуживания – показательное с парамет ром μ =1/tобсл. В очереди m мест. Если заявка приходит в момент, когда все эти места заняты, она получает отказ и покидает СМО. Со стояния СМО:
s0 – СМО свободна;
s1 – канал занят, очереди нет;
s2 – канал занят, одна заявка стоит в очереди; ...; sk – канал занят, k – 1 заявок стоят в очереди; ...;
96
sm+1 – канал занят, m заявок стоят в очереди.
Найдем финальные вероятности состояний СМО и характеристи ки ее эффективности.
Финальные вероятности состояний существуют при любом
ρ= λ/μи равны
p0 |
= |
|
1−ρ |
; pk =ρk p0(k =1, 1, m +1). |
(4.24) |
|
m+2 |
||||
|
1 |
−ρ |
|
Характеристики эффективности СМО:
A = λ(1− pm+1 ); Q =1− pm+1; Pотк = pm+1.
Среднее число занятых каналов (вероятность того, что канал занят)
|
|
|
|
k |
=1− p0. |
|
|
Среднее число заявок в очереди |
|
|
|||||
|
|
ρ2 1− pm (m +1 |
−mρ) |
||||
|
r |
= |
|
|
. |
||
|
|
|
|
|
|||
|
|
|
(1−ρm+2)(1−ρ) |
Среднее число заявок в СМО
z =r +k.
По формуле Литтла
tсист =z/λ; t0 =r/λ.
4.4.4.Простейшая многоканальная СМО
снеограниченной очередью
(4.25)
(4.26)
(4.27)
(4.28)
На n канальную СМО поступает простейший поток заявок с ин тенсивностью λ; время обслуживания одной заявки – показательное с параметром μ =1/tобсл. Финальные вероятности существуют толь ко при ρ/n = χ < 1, где ρ = λ/μ. Состояния СМО нумеруются по числу заявок в СМО:
s0 – СМО свободна;
s1 – занят один канал; ...;
sk – занято k каналов (1d”kd”n); ...; → очереди нет sn – заняты все n каналов;
sn+1 – заняты все n каналов, одна заявка стоит в очереди; ...; sn+r – заняты все n каналов, r заявок стоят в очереди.
97
Найдем финальные вероятности состояний и характеристики эф фективности такой СМО.
Финальные вероятности состояний выражаются формулами:
p0 = 1+ ρ +1+ ρn + ρn+1
1! n! n n!
pk = ρk p0 (1 ≤k ≤n); k!
ρn+r
pn+r = nr n! p0 (ρ≥1).
1 |
|
−1 |
|
|
|
; |
|
||
|
|
|
||
|
|
|
||
1−χ |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
(4.29) |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
С помощью функций P(m, a) и R(m, a) (4.16)–(4.18) формулы (4.29) могут быть приведены к виду
pk = |
|
|
|
P(k, ρ) |
|
(k = 0, 1 , n); |
||||||
|
|
|
|
|
P(n, ρ) |
|
||||||
|
|
R(n, ρ) + |
|
|
|
|
|
|||||
|
|
|
|
|
||||||||
|
|
|
|
|
|
|
1 −χ |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
r |
|
(r =1, 2,1). |
|
|
||||
pn+r = χ |
pn |
|
|
|
||||||||
|
|
|
|
|||||||||
Характеристики эффективности СМО: |
|
|||||||||||
|
|
=ρn+1 |
|
p0 |
|
|
= |
χ pn |
|
|||
r |
|
|
|
; |
||||||||
|
n n! (1−χ)2 |
(1−χ)2 |
||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
z =r +k =r +ρ;
tсист = z/λ; t0 =r/λ.
4.4.5.Простейшая многоканальная СМО
сограничением по длине очереди
(4.30)
(4.31)
(4.32)
(4.33)
Условия и нумерация состояний те же, что в п. 4.4.4, с той разни цей, что число m мест в очереди ограничено.
Финальные вероятности состояний существуют при любых λи μи выражаются формулами:
98
|
|
|
|
ρ |
|
ρn |
|
ρn+1 |
|
p0 |
= 1 |
+ |
|
|
+1+ |
|
+ |
|
|
1! |
n! |
n n! |
|||||||
|
|
|
|
|
|||||
p |
= ρk p |
(1 ≤k ≤ n); |
|
||||||
k |
k! |
|
0 |
|
|
|
|
1−χm −1
−χ
1
ρn+r
pn+r = nr n! p0 (1 ≤ρ≤ m),
где χ= ρ/n = λ/(nμ).
Характеристики эффективности СМО:
A = λ(1− pn+m ); Q =1− pn+m; Pотк = pn+m; k =
|
|
ρn+1 p |
1−(m +1)χm +mχm+1 |
|
r = |
|
|||
0 |
|
; |
||
n n! |
(1−χ)2 |
z = r + k;
tсист = z/λ; t0 =r/λ.
;
(4.34)
ρ(1− pn+m );
(4.35)
(4.36)
(4.37)
(4.38)
4.4.6. Многоканальная СМО с отказами при простейшем потоке заявок и произвольном времени
обслуживания
Формулы Эрланга (4.14) остаются справедливыми и тогда, когда поток заявок – простейший, а время обслуживания Tобсл имеет про
извольное распределение с математическим ожиданием tобсл =1/μ.
4.4.7. Одноканальная СМО с неограниченной очередью при простейшем потоке заявок и произвольном времени обслуживания
Если на одноканальную СМО поступает простейший поток зая вок с интенсивностьюλ, а время обслуживания Tобсл распределяется по произвольному закону с математическим ожиданием tобсл =1/μ и ко эффициентом вариации vμ, то среднее число заявок в очереди выра жается формулой Полячека—Хинчина
99
|
|
ρ2 (1 +v |
)2 |
|
|
r = |
μ |
|
, |
(4.39) |
|
2(1 −ρ) |
где ρ= λ/μ, а среднее число заявок в СМО
|
|
ρ2 (1 +v |
)2 |
|
|
z = |
μ |
|
+ρ. |
(4.40) |
|
2(1 −ρ) |
Из (4.39) и (4.40) по формуле Литтла получим
|
|
ρ2 (1+vμ)2 |
|
|
ρ2 (1+vμ)2 |
|
1 |
|
|
t0 = |
|
+ |
|
||||||
2λ(1−ρ) ; tсист = |
2λ(1−ρ) |
μ. |
(4.41) |
||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
4.4.8. Одноканальная СМО при произвольном (пальмовском) потоке заявок и произвольном времени обслуживания
Точных формул для этого случая не существует; приближенная оценка длины очереди может быть произведена по формуле
|
|
ρ2 (v2 |
+v2 ) |
|
|
r ≈ |
λ |
μ |
, |
(4.42) |
|
2(1 −ρ) |
где vλ – коэффициент вариации интервала между событиями во вход ном потоке; ρ= λ/μ; λ– величина, обратная математическому ожида нию этого интервала; μ =1/tобсл – величина, обратная среднему вре мени обслуживания; vμ – коэффициент вариации времени обслужи вания.
Среднее число заявок, связанных с СМО,
|
|
ρ2 (v2 |
+v2 ) |
|
|
z ≈ |
λ |
μ |
+ρ, |
(4.43) |
|
2(1−ρ) |
а средние времена пребывания заявки в очереди и в СМО соответ ственно равны:
|
|
|
|
|
ρ2 (v2 +v2 ) |
|
|
|||
|
t0 ≈ |
λ |
μ |
|
; |
|
(4.44) |
|||
|
2λ(1 −ρ) |
|
|
|||||||
|
|
|
|
ρ2 (v2 |
+v2 ) |
|
|
1 |
|
|
tсист ≈ |
|
λ |
μ |
+ |
|
|||||
|
|
μ. |
(4.45) |
|||||||
|
2λ(1−ρ) |
100