книги из ГПНТБ / Шабалин Н.Н. Оптимизация процесса переработки вагонов на станциях
.pdfВероятность того, что горка будет ожидать оконча ния обра-ботки состава в результате создавшейся ука занной выше ситуации, определится из условия
|
Яож |
= P(ln> |
|
= |
P(ta |
— tn-l |
> |
0). |
|
||
Если интервалы обработки i и горочные интервалы ^г |
|||||||||||
распределены |
по |
нормальному |
закону, то |
по нормаль |
|||||||
ному закону распределена и их разность |
Z = i — t r , |
кото |
|||||||||
рая |
будет иметь |
следующие |
|
числовые |
характеристики |
||||||
[ 2 ] . Математическое ожидание |
(среднее |
значение) |
этой |
||||||||
разности |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Z |
= |
i — |
|
t r . |
|
|
|
|
Среднее квадратическое |
отклонение |
|
|
|
|||||||
|
|
|
= |
/ о 2 |
+ |
а1 |
|
|
|
||
|
|
|
|
|
1 |
~ |
г |
|
|
|
|
С |
учетом |
последнего |
можно |
написать |
|
|
|
P U = P ( Z > 0 ) = 1 - P ( Z < 0 ) = 1 - P ( - O O < Z < 0 ) .
Вероятность попадания случайной величины Z в область, находящуюся в границах, указанных в последних скоб
ках, может быть определена |
при |
помощи |
табулирован |
|||||
ной функции нормального распределения |
• |
|
|
|||||
Рож— 1 |
ф * 0- |
/ |
— |
ф * |
u z |
|
|
|
|
J z |
|
V |
|
|
|
||
Последнее вычитаемое равно нулю, |
поэтому |
в итоге |
||||||
получим |
|
|
|
|
|
|
|
|
1 - |
ф * [ - ± - \ |
= |
1 _ |
ф * |
tv~i |
\ |
(34) |
|
V |
|
|
||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
И Л И |
Рож— 1 |
1 |
Г |
е 2 |
2dt. |
|
|
|
Средний дополнительный простой составов в ожидании окончания обработки может быть определен по форму ле [20]
& K = 4 - [ 3 ° z - | Z | ] . |
(35) |
70
Средний дополнительный простой за счет обработки, отнесенный на один состав, поступивший в расформи рование,
|
|
|
|
|
А^ож = |
Рож^ож • |
|
|
|
(36) |
||||||
Если |
в парке |
прибытия |
|
работают |
две бригады, |
каждая |
||||||||||
из которых затрачивает на обработку состава |
в среднем |
|||||||||||||||
20 мин при среднем квадратическом отклонении |
5 |
мин, |
||||||||||||||
то интервал между обработкой последовательных |
со |
|||||||||||||||
ставов |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
|
|
|
|
I = ^ |
|
= |
— |
= 10 |
мин, |
|
|
|
|
||
|
|
|
|
|
Б |
|
|
2 |
|
|
|
|
|
|
|
|
а среднее |
квадратическое |
отклонение |
интервалов |
обработ |
||||||||||||
ки |
будет |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
о г = |
\/~~^- |
|
|
= |
|
|
|
мин. |
|
|
|
||
|
При среднем |
значении |
горочного |
интервала |
tT= |
|||||||||||
= |
12 |
мин |
и |
среднем |
квадратическом |
отклонении |
||||||||||
с г г = 4 |
мин |
вероятность |
|
того, |
что горка |
будет |
ожидать |
|||||||||
окончания |
обработки |
|
составов, |
согласно зависимости |
||||||||||||
(34) |
определится |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
|
|
|
Plx |
= |
1 - |
Ф * |
|
|
|
|
= |
0,34. |
|
|
|
|
|
Несмотря |
на |
то, что |
|
интервал |
обработки |
меньше |
го |
рочного, из-за колебаний этих интервалов возможен до
полнительный |
простой |
в |
ожидании |
окончания |
обра |
||
ботки до 34% |
составов, |
поступающих |
в |
расформиро |
|||
вание. |
|
|
|
|
|
|
|
Средний дополнительный |
простой |
в. ожидании |
окон |
||||
чания обработки составов |
не |
превысит величину |
|
||||
?о ж = |
— [ З У 3 2 |
+ |
4 2 — (12 - 10)] s* 4 |
мин, |
|
||
|
3 |
|
|
|
|
|
|
а средний дополнительный простой в ожидании оконча ния обработки, который приходится на один состав, по ступивший в расформирование, будет не более
д^г о ж = 0,34 - 4= 1,3 мин.
71
ffz)
0.07
j
1 |
0,06 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
i |
0,05 |
|
-Л |
|
|
|
|
|
|
|
|
||
Щ |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
0,03 |
|
|
|
|
|
|
0,02 |
|
|
/ У |
|
|
|
|
|
// |
|
|
|
|
0,01 |
|
|
|
|
|
|
|
// |
|
|
|
|
-/4 -12 -10 - 8 - 6 - 4 - 2 = 0 |
2 |
// |
8 |
10 1=Ыг,ман |
||
4 |
6 |
Рис. 22. Плотность распределения разницы между интервалами об работки и горочными интервалами
На |
рис. 22 |
показана плотность |
распределения величи |
|
ны |
Z=i—^г |
для рассмотренных выше условий, которая в |
||
общем виде выражается |
зависимостью |
|||
|
|
|
|
_ (z - 7) 2 |
|
На среднем значении |
Z=—2 |
имеем наибольшую |
плотность распределения. Если Z имеет положительное значение, т. е. когда интервал обработки больше от го рочного интервала, то имеет место ожидание горкой окон чания обработки состава, что отражено заштрихованной частью распределения. Величина ожидания может изме
няться от нуля до 3crz —\Z\. |
Среднее время ожидания |
|
составит примерно |
третью |
часть последней величи |
ны (35). |
|
|
С учетом влияния времени обработки общее время |
||
нахождения составов |
в системе расформирования, т. е. |
72
от момента появления их до момента окончания роспус ка, состоит из следующих элементов:
= |
to6 4" ^ОЖ "T" Д^ож "Г try |
|
где t o 6 — среднее время на обработку составов перед рас формированием;
*ож — среднее время ожидания расформирования;
Д^ож — среднее время ожидания окончания обработки составов;
/г — средний горочный интервал на расформирование одного состава.
Первое и последнее слагаемые определяются техно логией работы соответственно в парке прибытия п на горке. Второе слагаемое определяется соотношением интенсивностей прибытия и расформирования и их нерав-
номерностей, а |
третье слагаемое зависит от соотноше |
ния интервалов |
обработки и расформирования и их |
колебаний. |
|
Полученные количественные показатели процессов в системе расформирования позволяют решать ряд воп росов установления рациональных параметров отдель ных элементов.
4. СТАТИСТИЧЕСКОЕ МОДЕЛИРОВАНИЕ ПРОЦЕССА РАСФОРМИРОВАНИЯ
Рассмотренные выше аналитические зависимости для определения основных показателей переработки вагонов в явном виде выражают влияние на результаты отдель ных факторов, что является очень удобным для анализа процессов переработки вагонов. Однако эти зависимо сти применимы только для условий, когда входящий по ток требований является пуассоновским, в котором ин тервалы распределены по показательному закону. Для потоков требований, имеющих другие законы распреде ления, пока нет обоснованных аналитических зависи мостей. Трудно также поддаются аналитическому реше нию многофазовые системы обслуживания, где выход ной поток первой фазы является входным для последу
ющей. В сложных, имеющих место на практике |
случа |
ях, для которых не представляется возможным |
исполь- |
73
зовать аналитические решения, применяется метод ста тистического моделирования, именуемый часто методом Монте-Карло.
Статистическое моделирование представляет собой численный метод решения задач при помощи моделиро вания случайных величин. Многократное повторение процесса при случайном изменении по определенным за конам распределения влияющих факторов позволяет по лучить осредненные значения интересующих нас показа телей функционирования системы. Этот метод возник в 1949 г. и связан с применением ЭЦВМ, которые обуслов ливают возможность его использования, осуществляя многократное повторение различных операций с боль шой скоростью. Большое 'быстродействие электронных цифровых вычислительных машин позволяет по задан ной .программе, отражающей основные черты производ ственного процесса, многократно повторить все опера ции исследуемого процесса и получить нужные резуль таты. Точность результата повышается с увеличением числа повторений (испытаний) процесса. Результаты статистического моделирования могут быть использова ны для оценки функционирования конкретной системы или обобщены в виде эмпирических зависимостей для аналитического решения ряда вопросов для аналогичных •систем обслуживания. В ряде случаев при помощи ста тистического моделирования можно проверить правиль ность результатов, полученных аналитическим способом, но при определенных допущениях, которые часто прихо дится принимать для упрощения решения. Целью стати стического моделирования процесса расформирования является оценка поведения основных элементов системы парк прибытия—горка в зависимости от их перерабаты вающей способности, объема работы и степени неравно мерности загрузки, а также установление основных ко личественных показателей процесса.
Первым вопросом, который возникает при статисти ческом моделировании процесса массового обслужива ния, является определение законов распределения вхо дящего потока требований и времени обслуживания. При менительно к процессу расформирования — это опреде ление закона распределения интервалов между поезда ми и закона распределения времени обработки и рас формирования поездов. Как указывалось выше, анализ
74
прибытия поездов на сортировочные станции показыва ет, что распределение интервалов между ними может быть аппроксимировано при помощи показательного за
кона или обобщенного закона Эрланга |
и в редких слу |
ч а я х — закона Эрланга второго или |
третьего порядка. |
Расчет величин интервалов, распределенных по показа
тельному закону, на Э Ц В М осуществляется |
по форму |
|||
ле |
(16), по обобщенному |
закону |
Эрланга |
по формуле |
(18) |
и по закону Эрланга |
порядка |
К — по формуле (17). |
Для вычисления одного интервала в первом случае тре
буется использовать одно случайное число |
У |
из |
ряда |
||
равномерно распределенных |
в |
.интервале |
(0,1), |
во |
вто |
ром случае — два числа и |
в |
третьем случае — К |
слу |
||
чайных чисел. |
|
|
|
|
|
На каждой вычислительной машине имеются датчик случайных чисел, равномерно распределенных в интер вале (0,1), или специальная подпрограмма для их обра зования.
Распределение времени обработки составов и их рас формирования обычно имеет коэффициент вариации око ло 0,3, что позволяет аппроксимировать их при помощи нормального закона. Формирование интервалов, распре деленных по нормальному закону, осуществляется также с использованием случайных чисел, имеющих равномер ное распределение в интервале (0,1).
В соответствии с центральной предельной теоремой сумма достаточного числа независимых одинаково рас пределенных слагаемых имеет асимптотически нормаль ное распределение. Для этой цели используется п неза висимых слагаемых У, равномерно распределенных в интервале от 0 до 1. Если принять /г=12, то для вычи сления интервалов можно применить формулу
(37)
где t— среднее значение интервала;
с — среднее квадратическое значение интервалов.
По приведенным выше формулам с использованием случайных чисел У имеется возможность получать чис ленные значения интервалов, распределенных по соот ветствующим законам.
75
Моменты поступления поездов в парк прибытия оп ределяются путем суммирования моделируемых интер валов нарастающим итогом:
tk ' tk—i -Ь f k—i)
где tu-i. •—время прибытия предыдущего поезда;
— интервал прибытия очередного поезда по сле предыдущего.
Если поставить задачу нахождения среднего време ни ожидания расформирования в зависимости от пере рабатывающей способности гор.ки, т. е. от величины го рочного интервала, то в серии многократно повторяюще гося процесса расформирования необходимо определять
время ожидания |
по |
каждому |
составу |
по зависимости |
или |
Ок |
= Ok-i + |
- |
(38) |
|
|
|
|
|
Ок = |
0 |
при Of t _i + |
4 - i - |
< 0 , |
где О*, 0*_1 — простой в ожидании расформированиясо ответственно очередного и предыдущего составов;
— время на расформирование предыдущего состава.
На рис. 23 показана схема основных элементов вре
мени в процессе расформирования, из которой |
нагляд |
но видно, как возникает простой в ожидании |
роспуска |
в зависимости от конкретных величин интервалов при бытия и расформирования. Из рисунка также видна связь между временем ожидания последовательно посту пающих составов, отраженная в зависимости (38).
Рис. 23. Схема ос о, новных элементов
времени в процес се расформирова ния
76
Средний простой в ожидании расформирования, при ходящийся на один состав, определится делением общей суммы всех ожиданий на число составов, участвующих в процессе моделирования,
Обработка результатов моделирования на Э Ц В М при различных значениях коэффициента вариации входя щего потока прибытия поездов позволяет определить влияние степени неравномерности прибытия поездов на
средний |
простой |
в ожидании |
формирования |
и |
уста |
|||||||||
новить эмпирическую |
формулу |
для |
его |
определения. |
||||||||||
Средний простой составов |
в ожидании |
расформирова |
||||||||||||
ния |
может |
быть определен |
|
по |
приближенной |
формуле, |
||||||||
конструктивно |
сходной |
|
|
с |
формулой |
|
Полячека— |
|||||||
Хинчпна, |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
* |
о |
ж |
- |
|
|
|
2 Х ( 1 |
— |
р |
) |
' |
где |
Увх — коэффициент |
вариации |
интервалов |
|
между |
|||||||||
|
|
требованиями |
|
(0,6—1). |
|
|
|
|
|
|||||
|
Показатель степени коэффициента вариации интерва |
|||||||||||||
лов |
между |
требованиями |
|
можно принять д;=2,5-=-3. |
||||||||||
В данном случае методом статистических испытаний |
||||||||||||||
представилась |
возможность |
учесть |
влияние |
на |
|
время |
||||||||
ожидания |
и коэффициента |
вариации интервалов |
|
вхо |
дящего потока требований в дополнение к коэффициенту вариации времени обслуживания (горочного интервала). Для непуассоновских входящих потоков и произвольно го времени обслуживания имеется ряд аналитических решений [15] . Однако для практических целей приме нение их достаточно сложно. Статистическое моделиро
вание позволяет в какой-то |
мере |
восполнить |
этот |
пробел. |
|
|
|
Если требуется определить среднее'время ожидания расформирования с учетом влияния времени обработ ки составов по прибытию, то в алгоритме расчета необ ходимо принимать не среднее время на обработку со ставов, а с конкретными колебаниями, соответствующи ми определенному закону распределения.
77
Время ожидания расформирования каждого состава при моделировании
|
Of t |
= |
Оп-х + |
H-i |
+ tf-i |
- |
4 - ! - |
С, |
(40) |
где |
,06 |
— время |
обработки |
k-l |
и k-го |
составов, |
ко |
||
tk-i, /л0 |
|||||||||
|
|
|
торое моделируется по определенному за |
||||||
|
|
|
кону распределения. |
|
|
|
|||
|
Если, .например, прибытие поездов аппроксимировать |
||||||||
показательным, |
а время |
обработки |
составов и их |
рас |
формирование нормальным распределением, то алгоритм
расчета |
|
времени |
ожидания |
каждым |
составом |
|
можно |
|||||
представить в следующем виде: |
|
|
|
|
|
|
||||||
+ |
Ok |
= 0, |
|
I = 1 |
|
|
-/г |
ft-1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
|
/ |
12 |
|
|
|
|
60 |
, , . |
|
|
|
|
« Л Е Г * |
|
'об |
|
|
X |
In У |
ft-1 |
|
||||
|
|
|
( . 2 к \ ft--1б ) |
+ /„б |
|
|
|
|
|
|||
где tr, |
/0б — среднее значение |
соответственно |
горочно |
|||||||||
|
|
|
го |
интервала и времени |
обработки |
соста |
||||||
|
|
|
вов |
по |
прибытию; |
|
|
|
|
|
|
|
сгг, |
Оо — средние |
квадратические |
отклонения |
соот |
||||||||
|
|
|
ветственно горочного интервала и време |
|||||||||
|
|
|
ни обработки. |
|
|
|
|
|
|
|
||
В данном случае, кроме интервалов прибытия и го |
||||||||||||
рочных, |
|
формируются |
также |
и переменные |
|
значения |
||||||
времени |
обработки составов |
по |
параметрам: |
|
среднему |
времени обработки и среднему квадратическому откло нению.
Результаты моделирования, полученные по последне му расчетному алгоритму, позволяют определить сред нее время ожидания расформирования при совместном влиянии работы горки и бригад по обработке составов без подразделения на долю простоя, которую надо от нести к горке и к парку прибытия. Если промоделиро
вать один |
раз |
по расчетной |
формуле (40), а затем по |
формуле |
(38) |
и из первого |
результата вычесть второй, |
то получим дополнительный простой составов в ожида нии расформирования за счет обработки составов по прибытию.
78
Важным вопросом в анализе процесса расформирова ния является учет влияния числа приемных путей и мощности горки. Для этого требуется определить не только общее время ожидания расформирования, но и распределение его на простой в пар.ке прибытия и по неприему станцией. В предыдущем параграфе это раз деление было осуществлено аналитически. Для условий пуассоновского входящего потока требований и показа тельного распределения времени обслуживания (расфор мирования) получено точное аналитическое решение, а для произвольного распределения времени расформи рования получено приближенное решение с определен ными допущениями, приемлемость которых можно про
верить |
методом |
статистического |
моделирования. |
Если колебание времени обработки составов по при |
|||
бытию |
не влияет |
практически на |
время ожидания (ин |
тервал обработки существенно меньше от горочного ин тервала), то алгоритм моделирования процесса расфор
мирования предусматривает |
такую |
последовательность |
||||||||
•вычислительных операций. |
|
|
|
|
|
|||||
В |
начальный |
период, |
когда |
поступают |
первые |
поез |
||||
да, не |
превышающие |
числа |
приемных |
путей |
(рис. 24, а): |
|||||
1. |
Определяется |
момент |
поступления |
очередного |
||||||
поезда |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
tk |
= |
tk—i |
+ |
/ft—i- |
|
|
|
2. Вычисляется время ожидания расформирования оче |
||||||||||
редного |
состава: |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
О к = |
Ок-i + |
^ft-i — /й-i; |
|
|
||||
|
|
Ой = 0, если |
Oft_i + |
t l - i — / й - 1 s£ 0. |
|
|||||
3. Находится момент начала расформирования |
оче |
|||||||||
редного состава |
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
|
|
tft = |
tk + |
t05 |
-Г Oft , |
|
|
|
|
•где |
z'OG — среднее |
время |
на |
обработку |
состава. |
|
||||
При |
поступлении |
поездов, |
|
превышающих |
число |
при |
||||
емных |
|
путей (см. |
рис. |
24,а), |
начиная |
с пятого |
поезда: |
|||
1. |
Определяется |
момент |
поступления |
очередного |
||||||
поезда. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
tk |
= |
tk-i |
+ |
/А—i. |
|
|
|
79