книги из ГПНТБ / Золотарь, И. А. Экономико-математические методы в дорожном строительстве
.pdfсолютным приоритетом требование, пользующееся им, немедленно попадает на обслуживание, причем если в приборе обслуживания находилось в этот момент требование, не пользующееся приорите том, то его обслуживание прекращается. В системах с относитель ным приоритетом вначале заканчивается обслуживание требования, находящегося в приборе обслуживания, после чего немедленно на чинается обслуживание требования, пользующегося приоритетом. Для задач дорожного строительства более характерны системы МО без приоритета, а также с относительным приоритетом. В качестве примера можно указать на пересечение автомобильной дороги с железной в одном уровне, где поток поездов пользуется приорите том перед потоком автомобилей. В системах ремонта дорожные ма шины высокой производительности или лимитирующие ход работ будут пользоваться приоритетом в очередности ремонта, причем в ряде случаев абсолютным;
системы с одним и системы с несколькими источниками заявок на обслуживание. В качестве примера последней можно указать на карьер (базу), обслуживающую несколько участков работ, что весь ма типично для дорожного строительства;
системы с одним и системы с несколькими приборами обслужи вания. Как те, так и другие характерны для условий дорожного строительства. Так, например, если в забое карьера работают па раллельно п экскаваторов, то мы имеем систему с п приборами обслуживания, причем водители прибывающих на погрузку автомо билей-самосвалов сами решают вопрос о том, под какой экскаватор поставить автомобиль с учетом конкретной рабочей ситуации ь карьере;
системы с одноразовым и системы с многоразовым последова тельным обслуживанием'. Применительно к задачам дорожного строительства более характерны первые. С системами многоразо вого обслуживания можно встретиться при оптимизации работы ремонтных мастерских и заводов, где ремонт агрегата (детали) тре бует ряда последовательных операций, каждая из которых выпол няется на соответствующем рабочем месте (приборе обслужива ния) .
Из этого многообразия систем МО для дорожного строитель ства наиболее характерны следующие: разомкнутая и замкнутая системы с ожиданием и одним прибором обслуживания без приори тета требований; разомкнутая система с ожиданием, одним прибо ром обслуживания и относительным приоритетом определенной группы требований; разомкнутая система с ожиданием и несколь кими приборами обслуживания.
§ 15. Количественные характеристики систем массового обслуживания с ожиданием
Основными количественными характеристиками систем МО яв ляются: число требований (объектов обслуживания), находящихся в очереди У; время ожидания в очереди до начала обслуживания
110
tf, математическое ожидание числа требований в системе т, т. е. в очереди и обслуживании.
Вобщем случае изучаются функции распределения величин Y
иtf, что позволяет дать полную вероятностную оценку очереди.
Однако при решении многих практических задач достаточно знать средние значения этих величин У и t f .
Характеристики У и tf зависят от коэффициента использования системы
|
(VII. 1) |
где Я— средняя интенсивность потока требований |
на обслужива |
ние; ц — возможная интенсивность обслуживания, |
определяемая |
пропускной способностью прибора обслуживания. |
|
Коэффициент ф часто называют также показателем интенсив ности обслуживания.
В задачах, рассматриваемых ТМО, ф<1,0, т. е. пропускная спо собность прибора обслуживания больше, чем средняя интенсивность потока требований на обслуживание. Тогда естественно возникает вопрос, за счет каких факторов может возникать очередь на обслу живание с соответствующими характеристиками очереди У и t f .
Действительно, при ф<1,0, поступлении требований на обслужива ние через одинаковые промежутки времени т и постоянном времени обслуживания каждого требования t0 = const очереди быть не мо жет. С такой системой мы чаще всего встречаемся в промышленном поточном производстве, где к соответствующему рабочему месту с производительностью р изделий за единицу времени по конвейеру через равные промежутки времени поступают очередные изделия.
В производственных процессах и, в частности, на дорожном стро ительстве %ф const, т. е. интервалы времени между моментами по ступления требований на обслуживание нерегулярны. Кроме того, переменной величиной является и время обслуживания t0. Это и приводит к образованию на какие-то промежутки времени очередей, хотя р>Я, т. е. ф <1,0 и в целом прибор обслуживания недогружен. Величины У и tf и являются осредненными за все время обслужи вания (для которого справедливы Я и ц ) характеристиками эпизо дически возникающих очередей. Нетрудно уяснить, что величина ф приобретает в этом плане смысл математического ожидания чис ла требований, находящихся в обслуживании.
При ф > 1,0 задача анализа системы становится тривиальной, так как очевидно, что в единицу времени, к которой относятся пока затели Я и ц, останутся необслуженными Я—р требований и очередь будет расти в среднем пропорционально времени.
В соответствии с общим порядком определения математического ожидания (см. гл. III) величина in может быть установлена из со отношения
со |
(VII.2) |
ПРт |
где рп — вероятность того, что в системе находится п требований.
На основе логических соображений можно сразу записать не сколько важных соотношений:
|
|
— = Т 0, |
(VII.3) |
|
|
у |
|
где to — средняя длительность обслуживания. |
|
||
Так, например, если |
по |
своей производительности |
экскаватор |
может погрузить в час |
20 |
автомобилей-самосвалов |
(ц = 20), то |
среднее время погрузки одного самосвала to составит: |
|
||
Далее |
|
tf + t0= t s, |
(VII.4) |
где ts — среднее время пребывания требования в системе.
Кроме того, |
Н= т —<Ь, |
(VII.5) |
т. е. среднее количество требований, находящихся в очереди, равно математическому ожиданию числа требований в системе за вычетом математического ожидания количества требований, находящихся fe обслуживании, что ясно без каких-либо специальных доказательств.
Наконец, |
(VII.6) |
Это соотношение не столь очевидно, как предыдущее, но может быть пояснено на следующем примере. Допустим, что на погрузку в карьер прибывает в час в среднем 20 автомобилей-самосвалов (^ = 20). При этом установлено, что величина У =2, т. е. в среднем в течение всего часа находятся в очереди два автомобиля и на прос той в очереди будет потеряно 2 маш.-ч. Но так как эта потеря яв ляется суммарной и относится ко всем 20 автомобилям-самосвалам, прибывающим в течение часа в карьер, то средняя потеря времени
— |
2 |
в очереди одним автомобилем составит tf |
= - ^ - = 0,1 ч, что сле |
дует из зависимости (VII.6).
Из соотношений (VII.2) — (VII.6) видно, что основной задачей яв ляется получение формулы для установления величины рп. Тогда могут быть последовательно вычислены количественные характери стики т, У, tf и Та, полностью определяющие работу системы МО.
Определение рп в общем случае является сложной задачей. Наиболее просто она решается в тех случаях, когда поток заявок на обслуживание является так называемым простейшим потоком, т. е. удовлетворяет условиям стационарности, отсутствия последей ствия и ординарности. Рассмотрим смысл этих особенностей прос тейшего потока.
С т а ц и о н а р н о с т ь потока, или, иначе, его однородность во времени, означает независимость величины рп от начала отсчета
112
времени т и, наоборот, ее зависимость лишь от величины интервала времени т, для которого определяется рп. В реальных производ ственных условиях в пределах всей рабочей смены поток заявок на обслуживание часто может не удовлетворять условию стацио нарности. Так, например, применительно к транспортным работам в начале смены будет иметь место период формирования потока, когда pn = f(x). В конце смены при разновременном окончании ра бот автомобилями-самосвалами мы также будем иметь pn=F(x). Если, кроме того, в течение смены меняется по каким-либо произ водственным причинам количество обслуживаемых объектов (на пример, снимается с работы часть автомобилей), то при этом опять будет нарушаться условие стационарности. Эти обстоятельства по требуют разбивки смены на несколько частей, для которых поток заявок может считаться стационарным, или моделирования процес са в переходном режиме методом Монте-Карло (см. гл. IX).
О т с у т с т в и е п о с л е д е й с т в и я характеризует такой слу чайный (стохастический) процесс, для которого будущее развитие зависит только от достигнутого в данный момент состояния и не за висит от того, как происходило развитие в прошлом. Иначе говоря, количество требований на обслуживание, появляющихся за время т, не зависит от того, какое их количество имело место в предше ствующий отрезок времени.
О р д и н а р н о с т ь потока означает, что вероятность поступле ния за малый промежуток времени более одного требования ( п ^ 2 ) на обслуживание пренебрежимо мала. Математически это выра жается зависимостью
Пт |
___р«>* (АТ) = 0 . |
(VII.7) |
Дт-*0 |
Дт |
|
Поток заявок на обслуживание, удовлетворяющий трем охарак теризованным выше условиям, называется пуассоновским и выра жается следующим распределением вероятностей, уже приводив шимся в гл. III
Рп СО |
(Хт)ле |
(VII.8) |
|
|
л! |
где рп (х) — вероятность поступления в систему за время т п заявок на обслуживание.
В том, что поток, описываемый выражением (VII.8), удовлетво ряет первым двум условиям простейшего потока, ясно из самой структуры зависимости (VII.8), не предусматривающей информа ции как по моменту отсчета времени, так и по предшествующему его интервалу. В ординарности потока также легко убедиться. В са мом деле
Иш 'Р2^Ат-> = |
lim |
(XAT)V^ |
Пт |
Х2(Дт)2е~и' |
0-1 = 0. |
-------------- = |
Ь2 |
||||
Дт-»-0 Ат |
Дт->0 |
1 • 2Дт |
дх-*-о |
1-2 |
из
При решении конкретных задач методами ТМО необходима про верка гипотезы о том, что поток заявок на обслуживание является пуассоновским. Методика такой проверки была рассмотрена в гл. III.
§16. Метод получения расчетных зависимостей теории массового обслуживания
Для многих практически важных случаев соответствующие рас четные зависимости получены и приводятся в литературе по ТМО. Однако практика ставит новые задачи, для решения которых тре буется владение методом получения выражения для рп (х). Рас смотрим основы этого метода на простейших видах систем МО.
Функция рп (т) находится из решения системы дифференциаль ных уравнений вероятностей состояния системы. Обычно диффе ренциальные уравнения для процессов, развивающихся во вре мени, характеризуют закономерности изучаемого процесса при менительно к бесконечно малому промежутку времени dx. В после дующем на основе их решения удается выявить общие свойства процесса. Это полностью относится к системам МО. Для написа ния дифференциальных уравнений, описывающих изменения состо яния системы МО за бесконечно малый промежуток времени dx, необходимо предварительно установить два основных соотношения, а именно: для вероятности поступления в систему одной заявки на обслуживание за время dx, т. е. для величины p x(dx); для вероятно сти убыли из системы (вследствие завершения обслуживания) за время dx одного требования, т. е. для величины p - X(dx).
Соотношение для |
р х(dx) легко получить |
из общего |
выражен |
|
для пуассоновского |
распределения |
рп(т ) = |
\%пе~и |
а именно |
------------, |
||||
|
|
|
п\ |
|
(Xrft)ie |
xd-z |
p x(dx) = |
Mx. |
(VII.9) |
p x(dx) = -------------------, что дает |
Аналогично, вероятность окончания обслуживания одного требо вания за время dx выразится
1 (dx) = pdx, (VII. 10)
где р — пропускная способность (номинальная производительность
прибора обслуживания в единицу времени). |
основе |
теоремы |
||
Зависимости (VII.9) |
и (VII. 10) |
позволяют на |
||
сложения вероятностей |
записать |
сразу еще два |
важных |
соотно |
шения: |
|
|
|
|
1) 1 — Ых — вероятность того, что за время dx в систему МО не поступит требование;
2) 1 — p it — вероятность того, что за время dx систему не поки нет обслуженное требование.
114
Если в системе на момент времени т нет требований, то на мо мент времени x + dx возможны два состояния системы МО: •
1)Ро-^Ро, т. е. в систему не поступит требование на обслужива
ние;
2)ро-э-рь т. е. в систему за время dx поступит одно требование. На основе (VII.9) и (VII. 10), используя теоремы сложения и
умножения вероятностей (см. гл. III), получим следующие соотно шения для вероятности указанных переходов системы из одного со стояния в другое:
Ро—» Ро= 1 |
(VII. 11) |
Ро- ” Pi~^dx. |
(VII.12) |
Если на момент времени т в системе было п требований, то воз можны ее переходы в следующие три состояния:
Р п * Рл> Р п * Р п + 1’ Р п * Р п — 1-
По аналогии с предыдущим можно получить следующие зависи мости:
Рп~* р„= (1 —Ых){ \ ■—y.dx)A-'kdx-\xdx.
Первое произведение в правой части дает вероятность того, что за время d\t в систему не поступит и из системы не убудет требо вание. Второе — вероятность того, что в систему за время dx посту пит одно требование и систему покинет одно обслуженное требо вание. Других вариантов сохранения в системе п требований, оче видно, быть не может.
Опуская бесконечно малые величины второго порядка, получим:
р„ — Рл^ 1 — (X-fix)rft. (VII. 13)
На основе подобных же рассуждений можно получить:
Рп—-, Рл + 1 = |
(1 — p d t ) M t |
или р„—» p„4.! = >-filt; |
(VII. 14) |
рл—* p„_i(l —M%)y-dx |
или р„—* Рл-^tAflfT. |
(VII. 15) |
|
Составим теперь |
с помощью |
соотношений (VII.11) — (VII. 15) |
матрицу вероятностей перехода системы МО за время dx в возмож ные состояния:
p{x-\-dx)
Состояние системы на момент t + d z
|
0 |
1 |
2 |
3 |
4 |
5 |
0 |
1—~kdz |
\d z |
0 |
0 |
0 |
0 |
1 |
\xdz |
1—(\+ \x jd z |
~kdz |
0 |
0 |
0 |
2 |
0 |
txdz |
1— (X-J-jj.)t/x |
Adz |
0 |
0 |
3 |
0 |
0 |
fulz |
1— (X+p.)rfT: |
Idz |
0 |
115
Рассматривая матрицу, можно заметить, что, кроме первой, все строки матрицы в записи идентичны. То же можно сказать и о столбцах. Тогда можно записать следующую систему дифферен циальных уравнений:
pQ{x-{-dx) = |
p0{x)(\—'kix)-\-pl {x)^dX |
для п = 0; |
|
|
|
рп(т -\-dx) = |
р п_ х(т) Ых -4- рп(т) [ 1 — (X-ф р.)dx\-f pn+1 (т) p-dx для «•> 1. |
||||
Эта система может содержать п + 1 уравнение и в принципе мо |
|||||
жет быть бесконечной. |
|
|
|
||
Производя упрощения, получим: |
|
|
|
||
p Q{xJr dx) — р 0{х)= |
—p Q{x)\dx-\-pl (x)]i-dx |
для n = |
0; |
||
Pn (x -f- dx) - |
Рп ( Г ) = |
Pn-i М Xdx — рп( t ) (К+ |
р.) dx - f р п+1 М |
V-dx |
|
р0 (т + dx) — /7р (т) |
|
|
для |
1; |
|
Ра {х)'>-Аг Pi СО V- |
|
для п = 0; |
|||
dx |
|
|
|||
|
|
|
|
|
|
рп (т 4- dx) — рп (т) |
Рп--1 (t) л — рп(t) (X + |
[*)+ рп+j (Т) ц |
для п ^>\. |
||
|
|
dx
Таким образом,
*Ро dx
d p n
dx |
P n - l (x j X - P n ( * ) ( X + Iх ) + P n + l ( t ) I* |
|
для n = 0;
для 1.
Чтобы получить выражение для функции рп(х), необходимо ре шать эту систему дифференциальных уравнений, что является до статочно сложной задачей. Для простейшего потока рп не зави сит от времени т (установившийся режим в работе системы МО).
Тогда, принимая dpn - = 0 и |
dPn --—О, получим следующую си- |
||
d (т) |
d (т) |
|
|
стему обыкновенных уравнений: |
|
|
|
р<^—Р№ |
|
для я = 0 ; |
|
+ |
+ |
|
Для п > {- |
Примем во втором уравнении п = 1. Тогда |
|
||
Pok^Ptf |
|
для п = 0; |
|
P i^ + V-)= P ^ + P ^ |
для п — 1. |
||
Разделим теперь оба уравнения на ц. Получим |
|
||
|
1- |
|
для п = 0; |
Ро— = P l |
|
||
|
V- |
|
|
Pi ( --------b |
^ ) ----Ро---------V Р2 |
для п = 1. |
|
\ Р |
I |
н- |
|
116
Так как — = <р, то будем иметь: н-
J Ро^= Рх или Р! = Р0%
Внося первое уравнение во второе, получим |
|
|||
|
Рч= Р ^ |
и аналогично |
|
|
|
Рп= РаТ- |
|
(VII. 16) |
|
Так как сумма вероятностей всех состояний системы МО равна |
||||
единице, то можно записать: |
|
|
|
|
|
оо |
|
|
|
|
2 |
Л ,= 1- |
|
(VII. 17) |
|
/1=0 |
|
|
|
Внося (VII.16) в (VI 1.17), получим |
|
|
||
ОО |
|
далее |
со |
(VII. 18) |
22 /7оФ"= 1 и |
p QV фл = 1. |
|||
л = 0 |
|
|
л = 0 |
|
оо |
представляет |
собой сумму |
членов геомет- |
|
Известно, что V |
||||
/т=0 |
|
|
|
|
рической прогрессии, |
равную |
----- 1------. Тогда |
|
|
|
|
1 — О/ |
|
|
Ро ——Ц — = 1 , ИЛИ p 0= l —ty. |
(VII. 19) |
Соотношение (VII. 19) можно было бы записать и из чисто логи ческих, или, как часто говорят, эвристических соображений. В са мом деле, как отмечалось в главе выше, величина а]з представляет собой математическое ожидание требований, находящихся в систе ме, или, что то же самое, показывает, какую часть своего времени прибор занят. Тогда 1—^ соответствует той части времени, когда прибор свободен, что и дает вероятность ро.
Внося (VII.19) в (VII.16), получим
Рп= Г { 1 —ф). |
(VII.20) |
Определим теперь в соответствии с зависимостью (VII.2) мате матическое ожидание числа требований в системе in:
__ |
ОО |
оо |
00 |
m = |
v |
прп = ^ |
whn{\ — <!>)=( 1 —<|>)2 п-Т- |
|
/2=0 |
л = 0 |
/1=0 |
Последняя сумма также представляет собой прогрессию и рав
на ------— . Тогда (1—Ф)2
т = -----*----- |
. |
(VII.21) |
J — |
<]/ |
|
117
На основе (VI 1.5) получим
57 |
— I |
Ф |
I |
V |
Ф2 |
(VII.22) |
|
Y = |
т — ф = — |
— |
— ф, т. е. Y = |
1 ~ | |
|||
|
|
1 - ф |
|
|
|
||
Далее tf — |
1 |
ф2 |
|
|
X |
то |
|
-----;----- . |
Так как Ф— — , |
|
|||||
|
X |
(1 — ф)Х |
|
|
(А |
|
|
|
|
|
|
1 — ф |
|
|
(VII.23) |
|
|
|
|
|
|
|
|
Наконец, |
ts = t f -|-— , |
в результате |
чего |
получаем |
|
||
|
|
V- |
|
|
|
|
|
|
|
t . = - |
1 |
|
|
(VII.24) |
|
|
|
\ ! —Ф |
|
|
|||
|
|
|
К- |
|
|
|
Если время обслуживания постоянно, т. е. если каждое обслу
живание продолжается точно в течение времени — , то по теории
массового обслуживания среднее время ожидания в очереди tj бу дет в 2 раза меньше, чем при распределении времени обслуживания по экспоненциальному закону, т. е.
Ф |
(VII.25) |
2 •(1 — ф)
_ Кроме того, среднее число требований в системе т и в очереди F определяются в этом случае по формулам:
т — ф-} |
Ф2 |
(VII.26) |
|
|
2 (1 - Ф) |
’ |
|
Y |
ф2 |
(VII.27) |
|
2-(1 — ф) |
|||
|
|
§17. Разомкнутые системы массового обслуживания с одним
инесколькими приборами
Рассмотрим одну задачу, решение которой можно будет полу чить с помощью зависимостей (VII. 19) и (VII.22).
Требуется получить формулу для определения оптимального числа транспортных средств, прикрепляемых к средствам погрузки, если известны стоимости машино-смен, производственно-техниче ские характеристики и условия перевозок (расстояние перевозки, средняя скорость движения транспортных средств).
В качестве критерия оптимальности примем минимум суммар ных потерь (в стоимостном выражении) от простоя транспортных средств и средств погрузки. Будем рассматривать разомкнутую СМО с ожиданием, с одним прибором обслуживания, без приори тета требований, для которой и справедливы формулы (V.19) и
118
(VII.22). Запишем вначале выражение для экономической функ ции
Cs = Cnp + CTp, |
(VII.28) |
где С s — суммарные потери от простоя техники |
(в смену); Спр— |
потери от простоя прибора обслуживания, в данном случае экска
ватора |
|
(погрузчика); |
Стр — потери от |
простоя транспортных |
|||||||
средств в очереди на погрузку. |
|
|
|
|
|
|
|
||||
Величина Спр может быть определена из соотношения |
|
||||||||||
|
|
|
|
Слр= Ро |
|
|
|
|
(VII.29) |
||
где ро — вероятность простоя |
|
экскаватора |
(погрузчика); |
СмсР) — |
|||||||
стоимость его машино-смены. |
|
|
|
|
|
|
|
||||
Для Стр также очевидной является зависимость: |
|
||||||||||
|
|
|
|
CTP = |
FC(MTcP). |
|
|
(VII. 30) |
|||
Внося |
(VI 1.29) |
и (VII.30) |
в |
(VII.28) |
и используя |
формулы |
|||||
(VII. 19) |
и (VII.22), получим |
|
|
|
|
|
|
|
|||
|
|
С* = |
(1 - ф) СмсР)+ |
- |
1 — ф |
СмсР). |
|
|
|||
|
|
|
|
т |
|
|
|
|
|
|
|
Для |
отыскания |
оптимального |
значения ф, минимизирующего |
||||||||
функцию |
(VII.28), |
найдем производную |
d С ъ |
и приравняем ее |
|||||||
- |
|||||||||||
нулю. В результате получаем: |
|
|
|
|
di> |
|
|
||||
|
|
|
|
|
|
|
|||||
|
|
dC* |
|
Г’(ПР)_!_Г'(ТР>2ф(1 — ф) Н- +2 |
= 0. |
|
|||||
|
|
di/ |
|
^ МС |
^ мс |
|
( 1 - ф ) 2 |
|
|||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
Производя упрощения, будем иметь: |
|
|
|
||||||||
|
|
- С4"ср) (1 - 2<|> + |
f |
)+ |
CLTcP) (2ф- f ) = |
о, |
|
||||
■откуда |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
- cLnp) -f 2ф ( c (Mncp)+ cL Tcp)) - f- (с(мпср)+ cLcp))=o. |
|
Решая это квадратное уравнение, получим:
Так как ф<1,0, то может быть принят лишь следующий корень уравнения
Ф |
= 1 • |
I опт |
1 |
Г< ТР)
^ мс
(VII.31)
ГЧТР) Д- Г(ПР)
^ мс т и мс
119