книги из ГПНТБ / Матлин Г.М. Проектирование оптимальных систем производственной связи
.pdfПотери по времени Pt численно равны вероятности занятости всех линий:
Потери по вызовам могут быть представлены в виде
1 = 0
Можно убедиться в том, что при п->оа последняя формула пере ходит в формулу Эрланга.
Время обслуживания требования определяется, с одной сторо ны, пропускной способностью обслуживающего аппарата, а с дру гой стороны, продолжительностью поступившего требования. Это время является случайным, поскольку случайными являются про должительности вызовов (длительность разговоров, число слов в телеграмме и т. д.) и пропускная способность обслуживающих ап паратов (время установления соединения телефонисткой я т. п.).
Если при рассмотрении входящего потока требований основное внимание уделяется интенсивности потока, являющейся дискретной случайной величиной, то время обслуживания обычно считается непрерывной случайной величиной. Дискретный пуассоновский про цесс характеризуется только функцией распределения вида
ft=0 |
k= о |
представляющей собой «лестницу» с бесконечным множеством «ступенек», начинающихся в неотрицательных целочисленных аб сциссах. Поэтому можно говорить не только о функции распреде ления вероятностей случайной величины времени обслуживания вида (2.1), но и о ее плотности вида (2.2). Как в теоретических ис следованиях, так и на практике, часто применяется показательный закон распределения этой случайной величины. Интенсивность К, как следует из табл. 2.1, в данном случае представляет собой об ратную величину математического ожидания времени обслужива-
— 52 —
CS (N
ТО
Я
X
ч
хо
ОБСЛУЖИВАНИЯ |
— ПОКАЗАТЕЛЬНОЕ) |
ОСНОВНЫЕ РАСЧЕТНЫЕ ФОРМУЛЫ ДЛЯ ЗАДАЧ МАССОВОГО |
(ВХОДЯЩИЙ ПОТОК — ПУАССОНОВСКИЙ, ВРЕМЯ ОБСЛУЖИВАНИЯ |
ч
с
;>
оя
оя
с в
X я
ш о .
S с
і |
|
Я |
|
X о |
|
>*о. |
|
ч -Г |
|
о 2 |
3, |
„ «г |
|
О S |
|
|
I |
|
CD |
S
V
а>
I 0)
D
V
. К «5 s
я я я st
О * s а)
2я Й5 чet«о.
S g в*
S О
О І « о « с і ОЮ s
3 ° й ё.®
s у 5 & я
►7* я X н в
0^1« 5 31S
J3 5
cu 5
CD ~
РЭ
1»| 5
Я І
Ä>!
к
СиCD
а І а |
=*> о |
•ч: I О
+
++
:и з
5
ИЗ
I £>
о.
л* 1— ^ *0С*
|
S |
5 |
|
CD |
а> х |
|
Я |
S s |
|
Я |
я сч |
|
ТО |
S- о. |
|
ЧГ |
|
|
R а> |
|
* |
X |
я н |
* |
* 2 |
|
О |
о |
о с |
U |
|
U = |
53 —
*4>
5Я*
сз >, stq
яо
о S'S
оФS-
О л ^
s äg Si<8| я о Я н я 1
«о о
S , а; со «у
st
я
*
I s
<g 3
О д
gl
§& 2 у з'о
я
SET
• И ] I!
V.
6
СХ |
|
|
|
•£* |
|
|
|
=5> |
|
|
|
I |
|
|
|
S |
|
|
|
■ W 1 |
:H |
J |
І И ] |
|
|
|
|
|
|
: «о] |
|
|
|
|
о. |
И |
|
: |
|
+a |
и + |
|
|
|
о |
|
|
|
|
CL |
CL |
^ |
ö |
+ |
гы о |
D |
|
|
|
■ И ]
X
|
5 |
3, |
=ъ |
о |
|
Й W |
'S" *г" |
|
|||
|
|
|
|
|
|
°s |
|
|
|
|
|
О) st |
|
|
|
|
|
о <> |
|
|
|
|
|
Я Л |
|
|
|
|
|
Оо |
|
|
|
|
|
(UЕГ |
|
|
|
|
|
ГГо |
W |
i |
|
|
|
|
|
|
|
||
|
S |
S |
|
$ щ |
|
|
2 |
ЕС |
X 2 |
||
|
К |
Я |
ЕС |
К |
|
|
Он |
та |
та |
та |
о. |
|
(1) |
э |
st=C |
К CU |
|
|
н |
я b |
|||
|
о |
* |
* |
|
|
|
с |
о |
^ |
||
ю |
и |
о |
о |
||
U |
О |
и s |
|||
|
— 54 — |
|
|
|
ния t. Поэтому функция показательного распределения может быть представлена в виде
_ £ |
|
|
/ ’( 0 = 1 — е |
|
(2.8) |
а плотность этого распределения |
£ |
|
_ |
|
|
f(f) = k e |
* . |
(2.8') |
Функция показательного закона распределения представляет со бой плавную кривую, асимптотически стремящуюся к единице.
Примеры использования показательного закона распределения случайной величины времени обслуживания в сетях производствен ной связи приведены в разд. 3.2. Надо отметить, что гипотеза о показательном законе распределения данной случайной величи ны в сетях производственной связи достаточно хорошо согласует ся с практикой при рассмотрении продолжительности телефонных разговоров, времени передачи телеграмм и т. д. Однако, как будет показано в следующем разделе, не вызывают принципиальных трудностей и задачи, когда время обслуживания подчиняется про извольному закону распределения.
Расчетные формулы для задач массового обслуживания с пу ассоновским входящим потоком и показательным временем обслу живания. Как уже указывалось выше, предположения о том, что входящий на сети связи поток вызовов является пуассоновским, а время обслуживания одного вызова подчиняется показательному закону, на практике применяются весьма часто, поскольку эти до пущения довольно близко отражают реальную картину. Поэтому весьма существенно уметь количественно решать задачи массово го обслуживания, исходя из данных предположений.
Рассмотрим следующую общую задачу. Пусть имеется m источ ников нагрузки для обслуживающего устройства, содержащего ѵ обслуживателей, каждый из которых может одновременно обслу живать только один вызов. Если в момент поступления вызова имеется хоть один свободный сбслуживатель, он немедленно при ступает к работе. Не имеет значения, относится система к числу упорядоченных или нет. Поток вызовов подчиняется пуассоновско му закону распределения, а время обслуживания — показательно му. Возможны четыре типа сетей.
1)без потерь и без ожидания: каждый вызов, поступивший в любой момент времени, немедленно будет принят к обслуживанию свободным обслуживателем, поскольку число последних не ограни чено;
2)с потерями: -вызоів, поступивший ,в момент, копда все обелуживатели заняты, покидает обслуживающее устройство неудовлет
воренным;
3)с ожиданием: вызов, поступивший в момент, когда имеется*
—55 —
хотя бы один свободный обслуживатель, 'немедленно поступает іна ■обслуживание; вызов, заставший все обслуживатели занятыми, ожидает до тех пор, пока один из этих обслуживателей освобо дится и приступит к обслуживанию данного вызова;
4) с ожиданием и потерями: вызов, заставший все обслужива тели занятыми, ожидает в том случае, если в момент его поступ ления очередь была меньше г0; в противном случае вызов те ряется, т. е. покидает рассматриваемое устройство необслуженным.
Для каждой из указанных сетей составляются соответствующие системы дифференциальных уравнений, решение которых позволяет получить все необходимые расчетные формулы. Поскольку во всех рассматриваемых сетях принцип составления и решения диффе ренциальных уравнений одинаков, он может быть хорошо проиллю стрирован на примере одной конкретной задачи — определения ха рактеристик ожидания освобождения занятого телефонного аппара та на исходящем конце (см. гл. 3). Поэтому здесь не приводятся
выводы формул, которые |
в ряде случаев весьма трудоемки. |
В табл. 2.2 приведены |
готовые результаты произведенных ра |
счетов для перечисленных выше сетей. Обозначения, принятые в ней, использовались ранее или объяснены самой таблицей. Кроме содержащихся в ней показателей, характеризующих рассматривае мые сети, на практике применяются и другие показатели, но все они могут быть получены из табличных. Например, важнейшим показа телем, определяющим качество обслуживания системы с потеря ми, является вероятность отказа очередному вызову в обслужи вании. Эта вероятность может быть получена из формулы для ри
шутем замены k = v , т. е. |
|
|
Рѵ = |
Po. |
(2.9) |
|
v\ |
|
Данная формула справедлива и для систем с ожиданием, но она имеет другой физический смысл: рѵ здесь выступает как вероят ность занятия всех ѵ обслуживателей.
Математическое ожидание числа занятых обслуживателей в со- -ответствии с определением математического ожидания равно
V |
|
V = "V kpk. |
(2.10) |
k=i |
|
Подставляя в эту формулу значения ри, взятые из табл. 2.2, можем получить интересующую нас величину для всех рассмат риваемых сетей.
Если в системах с ожиданием необходимо узнать вероятность
.PJ того, что число требований, ожидающих начала обслуживания, 'больше некоторого числа х ( ѵ ^ х ^ т ) , то
тX
Р х = Ул Р к = \ — £ р * . |
(2.11) |
|
fe= * + l |
ft=0 |
|
56 —
Вероятность рг0 того, что все обслуживающие аппараты в сис темах с ожиданием в момент поступления очередного вызова заня ты, может быть определена по формуле:
»+'•» |
|
Pr0 = Y Pk- |
(2-12> |
k—V |
|
Все обслуживающие аппараты могут быть заняты, когда оче редь отсутствует совсем (число вызовов не превышает числа аппа ратов), когда ,в очереди находится один вызов, два вызова и т. д. Следовательно, возможно г0+1 состояний, когда вновь поступив ший вызов застанет .віое обслуживающие аппараты занятыми. Так как каждое из этих состояний является несовместным событием, то по теореме сложений вероятностей получаем (2.12). Например, для системы с неограниченным ожиданием г0 = оо. Выбирая выра жения для pk из табл. 2.2, получим
yk |
|
£Р‘=Е vk~vv\ |
Po- |
k = v k = u |
|
После простейших преобразований окончательно имеем:
Рг. = |
~ Т - |
<2-12'> |
' |
І—У/Ѵ |
|
Для сетей с ожиданием и потерями при указанных выше усло виях аналогичным образом найдем
|
Рѵ 1 |
у \г»~и |
|
|
V |
(2.12") |
|
Pr„ = |
|
||
|
|
||
|
|
|
|
|
|
I |
|
От длины очереди зависит время t п ожидания начала обслужи вания поступившего вызова, заставшего все обслуживатели заня тыми. Это время является случайной величиной и может быть опи сано соответствующим законом распределения. Вероятность того,, что время начала обслуживания вызова t r, меньше t для системы с неограниченным числом требований, равна
p ^tra< t ) = \ ~ proe |
(2.13) |
где t — среднее время обслуживания вызова.
Математическое ожидание времени начала обслуживания мо жет быть определено исходя из очевидного равенства, справедли
вого для всех систем с ожиданием: |
|
|
г = и Га. |
(2.14) |
|
Отсюда tr, —г/К. |
|
|
— 57 |
— |
|
Таким образом, аппарат теории массового обслуживания поз воляет определить все временные и вероятностные характеристики в задачах, где входящий поток вызовов пуассоновский, а время обслуживания •— показательное. Если эти условия не выполняют ся, то расчетные формулы значительно усложняются и вычисле ния по ним без применения ЭВМ практически невозможны.
2.2. ТЕОРИЯ НАДЕЖНОСТИ
Теория надежности является общей научной дисциплиной, изу чающей общие методы и приемы, которых следует придерживать ся при проектировании, изготовлении, приемке и эксплуатации из делий для обеспечения максимальной их эффективности в процессе использования, а также разрабатывающей общие методы расчета качества устройств по известным качествам составляющих их ча стей [3,35]. В это определение входит ряд понятий, нуждающихся в уточнениях:
и з д е л и е — элемент, система или ее часть; э к с п л у а т а ц и я — совокупность всех фаз существования из
делия: транспортировка, хранение, подготовка к использованию по назначению, обслуживание, ремонт;
к а ч е с т в о — совокупность свойств, определяющих степень пригодности изделия для использования по назначению. При таком определении [35] понятие о качестве изделия зависит от способа использования изделия.
Теория надежности возникла в последние годы вследствие бур ного развития техники, резко усложнившей функции отдельных устройств, и повысившей их ответственность за выполнение этих функций. Все увеличивающаяся сложность технических устройств приводит к снижению их надежности. Разрешение указанного про тиворечия требует научного подхода, базирующегося на примене нии методов теории вероятностей, математической статистики, тео рии информации, теории массового обслуживания и т. іп. Теория надежности в основном имеет дело со случайными процессами, поскольку как не стремятся к сохранению постоянства условий в процессе производства, однородности исходных материалов и неизменности технологии изготовления, неизбежные колебания всех этих компонентов приводят к существенному разбросу свойств го товых изделий. Кроме того, эти изделия в процессе эксплуатации находятся иод воздействием случайных внешних факторов.
Многие задачи теории массового обслуживания приводят к мо делям, тождественным моделям теории надежности. В ряде слу чаев для использования результатов более «старой» теории мас сового обслуживания в теории надежности достаточно слова «тре бование», «вызов» заменить словом «отказ», а длительность разго вора, обслуживания— временем ремонта и т. п.
Понятие надежности изделия раскрывается совокупностью трех понятий — безотказности, долговечности, ремонтопригодности.
— 58 —
Б е з о т к а з н о с т ь — способность изделия сохранять работо способность в течение определенного интервала времени в опре деленных условиях эксплуатации.
Д о л г о в е ч н о с т ь — способность изделия к длительной эк сплуатации при необходимом техническом обслуживании; она ха рактеризуется либо временем, либо числом циклов, либо объемом произведенной работы.
Р е м о н т о п р и г о д н о с т ь — приспособленность изделия к. предупреждению, обнаруживанию и устранению отказов; она ха рактеризуется затратами труда, времени и средств на ремонтные
работы. |
При этом |
о т к а з о м называется частичная или полная |
утрата |
(или видоизменение) таких свойств изделий, которые суще |
|
ственным образом |
снижают работоспособность или приводят к ее- |
полной потере.
Под н а д е ж н о с т ь ю системы или ее элемента подразумева ется свойство сохранять свои параметры в заданных пределах и в заданных условиях эксплуатации. Системы (элементы) подразде
ляются на в о с с т а н а в л и в а е м ы е (возвращающие |
свои свой |
|
ства после отказа в работе) и н е в о с с т а н а в л и в а е м ы е |
(ра |
|
ботающие до первого отказа). |
|
|
Может рассматриваться надежность как отдельных технических |
||
устройств (например, аппаратуры связи), так и всего |
тракта |
до |
ставки информации, состоящего из целого комплекса устройств, соединенных особым образом для осуществления этой передачи. Тракт доставки информации, рассматриваемый в целом, и элемен ты этой системы (аппаратура связи) относятся к восстанавливае мым системам и элементам. Основными количественными харак теристиками надежности последних являются наработка на отказ, интенсивность отказов, вероятность безотказной работы, время вос становления и время профилактики.
Н а р а б о т к о й на о т к а з называется |
промежуток времени от |
|
момента окончания восстановления после |
отказа до |
момента по |
явления следующего отказа. При этом следует иметь |
в виду, что |
всю «жизнь» |
системы (элемента) можно разбить на |
три периода. |
В первом |
периоде — п е р и о д е п р и р а б о т к и |
— количество |
отказов, происшедших в единицу времени, резко уменьшается с те чением времени за счет устранения скрытых дефектов изготовления, проявляющихся в начале работы системы (элемента). Отказы, появляющиеся в этот период, носят название п р и р а б о т о ч н ы х .
Второй период — п е р и о д н о р м а л ь н о й р а б о т ы — ха рактеризуется тем, что количество отказов, возникающих в единицу времени, практически является постоянной величиной. Эти отказы называются в н е з а п н ы м и и не могут быть предупреждены для увеличения надежности заменой элементов, так как новые элемен ты внесут в систему дополнительные приработочные отказы.
В третьем периоде — п е р и о д е и з н о с а — количество отка зов в единицу времени резко увеличивается со временем за счет старения элементов. Отказы, возникающие в этот период, получи
— 59 —
ли название п о с т е п е н н ы х , или и з н о с о в ы х, и могут быть предупреждены путем замены изношенных элементов новыми.
Наработка на отказ Т0 является математическим ожиданием случайной величины т — времени «жизни» (работы) элементов. В тех случаях, когда износ систематически предотвращается путем замены элементов до окончания периода нормальной работы или когда заменяются только отказавшие элементы, отказы системы образуют пуассоновский поток и вероятность появления ровно п отказов за время t можег быть определена по формуле, приведен ной в табл. 2.1:
где п — число замен отказавших элементов за время t; X— и н т е н с и в н о с т ь о т к а з о в — среднее число отказов за единицу вре мени. Как было показано в разд. 2.1 при пуассоновском входя щем потоке длительность интервалов между соседними вызовами подчиняется экспоненциальному закону (2.4), но в данном случае вероятность того, что за время і отказов не произойдет, есть веро ятность безотказной работы qo(l)- Вероятность появления отказов за время t
P = l — q0(t) = l - e ' w, |
(2.15) |
т. е. эта вероятность подчинена показательному |
распределению. |
В период нормальной работы интенсивность отказов, как указыва
лось выше, является постоянной |
величиной. В этот период |
|
%= |
1/7V |
(2.16) |
Для периода износа обычно используется нормальный закон распределения.
У реальных элементов может произойти внезапный отказ, но параллельно идет и «старение» элемента, которое приводит к по степенному отказу. Такие элементы можно рассматривать состоя щими из двух частей, в каждой из которых может произойти отказ только одного вида — внезапный или постепенный. Элемент рабо тает до первого из этих отказов. Среднее время наработки на от каз тогда будет равно [35]
(2.17)
Некоторые задачи надежности представляются моделями, опи сываемые законами распределения Вейбулла, Гамма, логарифми- чески-нормальным и др. (см. табл. 2.1).
В р е м е н е м в о с с т а н о в л е н и я называется промежуток вре мени от момента появления отказа до момента окончания восста новления, а в р е м е н е м п р о ф и л а к т и к и — средняя продол жительность профилактических работ, отнесенная к одному отка
60 —
зу. Время восстановления и время профилактики имеют важное значение для оценки деятельности службы эксплуатации (см.
гл. 9).
Основной характеристикой надежности восстанавливаемого эле мента является к о э ф ф и ц и е н т г о т о в н о с т и кг, который ра вен вероятности того, что в момент t этот элемент находится в ис правленном состоянии. Из простых вероятностных соображений можно получить
«г |
Т0 |
(2.18) |
|
То + Тг |
|||
|
’ |
||
где То — среднее время наработки на |
отказ; Т\ — среднее время |
||
восстановления. |
|
|
Из ф-лы (2.18) следует, что коэффициент готовности есть сред няя доля времени, которое элемент пребывает в исправленном со стоянии. При экспоненциальных законах распределения длительно сти «жизни» элемента и времени восстановления
кг |
у |
|
_ |
То |
(2.19) |
|
А + |
у |
|
Тл + Т1 |
' |
где V— интенсивность восстановления.
Надежность системы связи определенным образом связана с надежностью составляющих ее элементов. Элементы могут соеди
няться в систему либо последовательно, |
либо параллельно. П о - |
||
с л е д о в а т е л ь н ы м называется |
такое |
соединение, при |
котором |
отказ любого элемента вызывает |
отказ |
всей системы. |
П а р а л |
л е л ь н ы м называется такое соединение, при котором отказ систе мы наступит тогда, когда откажут все входящие в систему эле менты. При рассмотрении надежности системы до первого отказа для случая последовательного соединения элементов, отказываю щих независимо друг от друга, имеем
С опосл(0 = |
П |
(2.20) |
|
/=1 |
|
а для случая параллельного соединения |
|
|
|
п |
|
Л > „ар(0 = |
П р »(9, |
( 2 .2 1 ) |
|
І=1 |
|
где QoпоелГО — вероятность безотказной работы системы при по
следовательном |
соединении элементов; qt(t) — вероятность |
безот |
|||||
казной работы |
і-го элемента в течение времени t; п — число эле |
||||||
ментов, |
образующих |
систему; |
ЯопарГО — вероятность |
отка |
|||
за системы при параллельном соединении элементов; |
Pi(t) — ве |
||||||
роятность |
отказа t-го |
элемента |
в |
течение времени |
t: |
p%(t) = |
|
= 1 —qi(t). Очевидно, |
что Р0 парГО= |
1—1<ЗопаРГО> гДе Qoпар — ве- |
роятность безотказной работы системы при параллельном соеди нении.
— 61 —