книги из ГПНТБ / Большие системы и управление
..pdf50
Вычислим сумму вероятностей состояний. Из формулы (5) сле дует, что
|
d |
у ч |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
^ |
£ |
? , < * ) |
= - ияу-7 |
|
|
|
|
|
||
|
4 |
ТГ-1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
откуда |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
У'1 |
Л |
|
|
* '# |
(ит) |
' |
-иТт |
|
|
|
|
Е Р х ^ = ~ и ! р у - ^ г ^ г + СА = |
^ о |
к ! |
е |
+ |
|
|
|
||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
у-» |
|
|
Подстановка в |
эту |
формулу |
7Г = 0 |
показывает, что |
£ |
р |
(0)= |
||||
уч |
|
|
|
|
|
|
|
|
х~ 1 J |
|
|
= £ С - + СЛ |
. С другой стороны, непосредственная подстановка |
||||||||||
j.=1 J |
|
|
|
|
|
|
|
|
y - i |
|
|
Т = 0 в уравнения |
(6) |
дает |
для |
той же суммы значение |
£ |
Cj. |
, |
||||
так что СА= |
0. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Применив формулу (17) к суввме условных плотностей (19), на |
|||||||||||
ходим |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
y - i |
|
j |
y - i |
ц - Н , |
к |
|
|
|
|
|
|
Е Р . - Т Г Е С , Е 0 - Е а _ ) . |
||||||
|
х =1 |
И p i * |
4 |
£ о г ' |
|||
Возвращаясь к |
системе |
(5) |
замечаем, |
что |
|||
* |
dpx (x) |
d |
Д, |
^ |
|
|
|
}?у |
dZ |
~ d z |
£ZyP*(z ) = И ?y-f(z ) |
||||
Таким образом, |
|
|
|
|
ц-1-Х |
|
|
R |
|
£ |
-п т |
( f t ) |
|
||
|
|
|
|||||
д:=у |
|
|
|
Vу |
/ |
^ у |
|
(20)
( 21)
При *с = 0 |
Ё |
р |
(г) |
= С„ |
; из уравнений |
(6) |
для той же сум- |
|
Х - у |
-» ■* |
7 |
® |
|
|
|
мы получаем значение |
Ся . |
Следовательно, |
С8 = |
СR • Вновь при |
|||
менив преобразование |
(17), |
получаем |
|
|
|||
Я |
</-/ |
оог |
г |
. |
|
|
|
хЕ=</ 40 { [^ ‘1^ 7)7
О L 0
51
Полагая
оа |
-Ht (yt) |
y - ’-i |
(22) |
|
|
v-(t)dt F { x ) d z , |
( У' Ы ) !
( j = 1 , 2 , . . . , y - 1 )
убеждаемся, что условие нормировки вероятностей должно иметь вид
У~1 |
’ 1 |
|
/ « |
|
(23) |
|
Ро + Т . С ; |
Е |
О + 0; + СЛ«с = ). |
||||
F |
0 - 2 |
|||||
]= ' * |
. ' |
к~0 |
2= i |
|
|
Найдем постоянные интегрирования. Непосредственно из диа граммы переходов можно получить
р0 = J p , (г ) w
^о
Скэ
Px(°) = J |
|
|
Ф <f W dZ |
( х=1, г , . .. , у - г ) , |
|
|||||
рх |
(0 ) |
I |
| |
РХ1. , №f(^)dZ |
|
|
|
|
f (24; |
|
= |
( х =у-1, |
|
|
|||||||
|
|
О |
|
|
|
|
|
|
|
|
P R(o) |
= o. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Выполняя интегрирование с |
учетом формул (6), |
(10) |
и (12) |
||||||
и применяя |
сокращенные обозначения (13) - |
(16), |
находим: |
|||||||
~ м | ci е |
|
<f (г ) йЪ - * С, Д0 , |
|
|
|
|||||
|
Х+J |
ОО /ио-лХ\ +7_<# |
|
|
|
|
|
|||
|
|
|
7 7 7 7 ^ 7 |
|
|
< * -'.2 |
H i |
|||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
/(25) |
|
|
|
|
»-i |
C:hx+ AZ)+ |
*:> |
(ut) |
v |
|
|
Р . |
о И |
* |
" |
E |
|
|
f (x) dz = |
|||
' |
|
|
|
|
|
|
||||
y-1 |
|
|
|
JC+1 |
|
( x |
= y - l , |
y , . . . , |
R - 2), |
|
~ £ |
C</ Wa> /,<f + £ |
ci Вх + 1-j. |
||||||||
i=1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
52
оо у-1 . |
.0Г-1-1 |
' |
‘й’ «!' * ± i (Нг ,К |
~ |
°° |
|
f Е с - Е ^ |
e ^ |
f W |
c t t + c ^ f i z J d z - - |
1 * = у * ь - ° |
к! |
|
О |
|
У~1 |
|
|
Я-Т |
R-I-J |
|
|
|
= |
Е |
Cj HR j - |
Е |
£,• |
£ |
** + < V |
(25) |
|
,>=* |
|
|
j= y |
*=° |
0 в уравнения для условных |
|||
С другой стороны, |
подстановка T = |
|||||||
плотностей вероятностей дает следующие результаты: |
||||||||
Р х ^ ^ —^сс |
|
{ х |
— 1<) 2 7 |
1 R - 1) t |
(26) |
|||
|
|
|
я-т |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Ря ^ |
“ |
CR ~ S |
Cj |
• |
|
|
|
|
|
|
|
= * |
|
|
|
|
|
Приравнивая правые |
части |
систем (25) и (26) в соответствии |
||||||
с условиями |
(24) |
и добавляя к |
полученной системе |
уравнений уело |
вие нормировки вероятностей (23), получаем замкнутую систему линейных уравнений для нахождения постоянных интегрирования:
С , А 0
сх = £ |
cj Ax+t-j |
( х = |
1 , 2 , . . |
у - 2 ) , |
|
<1 ^ |
|
|
|
|
|
^х~ ? |
Hx +I,j + £ ^ |
+ |
^ = |
£/, — 7 /?- 2), |
(27) |
у-т |
Я-т |
я-1-cf |
|
|
|
|
53 |
3. ОПИСАНИЕ АЛГОРИТМА РЕШЕНИЯ ЗАДАЧИ |
|
В постоянные {Ах } и |
входит плотность ф (Т) распреде |
ления времени восстановления |
усредненного элемента с учетом |
общей очереди. Таким образом, необходимо принять следующий по
рядок решения: |
|
|
|
|
|
|
||||
|
1. Согласно рекомендациям статьи [2] рассчитать параметры |
|||||||||
распределения, аппроксимирующего |
ф ( Т ), |
и характеристические |
||||||||
коэффициенты |
{ A ^ j- Формула (13). |
|
|
|
|
|||||
|
2. |
С |
помощью численного интегрирования найти коэффициенты |
|||||||
{ |
g j |
- |
Формула (14). |
|
|
|
|
|
|
|
|
3. |
Рассчитать коэффициенты |
1 - |
формула (22) |
и {НХ?Л ' |
|||||
формулы |
(15) |
и (16). |
|
|
|
|
|
|
||
|
4. |
Решить систему линейных уравнений |
(27) относительно |
по |
||||||
стоянных интегрирования {Cf} |
|
|
|
|
|
|||||
|
5 . |
Из системы (18) - вторая строка - найти вероятность |
Ру |
|||||||
полного |
|
исчерпания запаса при максимальном запасе |
у |
(обозна |
||||||
чим ее |
через |
Ту ). |
|
|
|
|
|
|
||
|
6. Повторно выполняя этапы 3-5, получить новые значения Ту |
|||||||||
до |
тех |
пор, |
пока не окажется выполненным условие |
|
|
|
||||
|
|
|
|
Ф |
^ |
ъ |
|
|
|
(28) |
|
|
|
|
J y+i |
or |
J y* |
|
|
|
|
|
Указанные операции выполняются заново для каядого |
типа |
||||||||
ячеек. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
4 . |
ЗАКЛЮЧЕНИЕ |
|
|
|
|
|
|
Рассмотрение этапов алгоритма указывает на существенное |
|||||||||
возрастание |
его трудоемкости в сравнении с расчетной |
схемой [I |
||||||||
и |
2] , |
|
предусматривающей ремонт в порядке-общей |
очереди. |
Это |
возрастание объясняется добавлением ряда трудоемких операций численного интегрирования и необходимостью повторного выпол нения этапов 3 - 5 алгоритма ^ которая вызвана перераспреде лением вероятностей состояний при изменении у . Т е м не менее данный метод более реалистически описывает широкий класс прак тически важных ситуаций с приоритетным ремонтом. Можно ожидать, что его применение - в особенности для систем с высокой загруз кой - позволит добиться существенного снижения расчетного ЗИП по сравнению с рекомендациями статьи [ i ] .
|
54 |
|
|
ЛИТЕРАТУРА |
|
I e Р ы ж и к о в |
Ю.И., Определение экономичного |
ЗИП |
для ЭЦВМ. Сб. "Вопросы вычислительной техники и вычислительной математики’,’ ЛВИКА им. А.Ф.Можайского, 1969.
2. Р ы ж и к о в Ю.И., Многономенклатурная задача о вос станавливаемом ЗИП, "Известия АН СССР. Техническая кибернети ка" (в печати).
3. С т е п а н о в В.В., Курс дифференциальных уравнений, Физматгиз, 1958.
4. I в а й т Г .Б .. Таблицы интегралов и другие математи ческие формулы, "Наука , 1964.
55
Доктор технических наук Ю.И. РЫЖИКОВ
О ВЫБОРЕ РАСПРЕДЕЛЕНИЯ ЗАДЕРЖИ ПОСТАВОК В ЗАДАЧАХ ЭКОНОМИЧНОГО УПРАВЛЕНИЯ ЗАПАСАМИ
I . ПОСТАНОВКА ЗАДАЧИ
Как показано в работе [ I J , модели управления запасами со случайной задержкой поставок могут быть исследованы мето дами теории массового обслуживания при достаточно общих пред положениях о законе распределения задержки (интервала между требованиями). При этом вид распределения f (X) учитывается только через характеристические коэффициенты
Д2 = J e ~ ^ f ( x ) d z , (D
О
входящие в системы линейных уравнений для расчета постоянных интегрирования и формулы для вероятностей состояний.
Практически распределение |
f(%) подбирается на |
основе экспе |
риментальных данных по методу |
м о м е н т о в , |
т . е . таким об |
разом, чтобы первые п ( п = 1 , 2 , . . . , А/ ) моментов теоретиче ского распределения совпадали со статистическими. Использова ние высших моментов усложняет процесс выравнивания распределе ний. К тому же точность вычисления моментов с повышением их порядка падает. В связи с этим возникает вопрос о минимальном числе моментов, которые должны приниматься во внимание.
Не менее существенным оказывается вопрос о выборе класса распределений, в котором производится выравнивание при задан ном числе моментов. По-видимому, к этому классу должны быть предъявлены следующие требования:
|
|
|
|
|
56 |
|
|
|
|
|
|
|
|
а) достаточная мощность, |
т . е . |
пригодность для |
выравнивания |
||||||||||
широкого класса статистических распределений; |
|
|
|
|
|
||||||||
б) |
легкость |
отыскания параметров теоретического |
распре |
||||||||||
деления по статистическим моментам; |
|
|
|
|
|
|
|
||||||
в) возможность вычисления интегралов вида ( I . I ) |
аналити |
||||||||||||
чески. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Цель настоящей работы - |
дать |
ответ на |
поставленные |
вопро |
|||||||||
сы с помощью количественной оценки функции затрат в модели |
|
||||||||||||
управления |
запасами. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
|
|
|
|
2. ОБЛАСТЬ ИССЛЕДОВАНИЯ |
|
|
|
|
|
|
|||
В качестве |
эталонной модели была выбрана задача |
управления |
|||||||||||
запасами [ |
I ]* |
для которой функция затрат выражается в явном |
|||||||||||
виде: |
|
А^ |
|
|
|
|
|
syCy+i) |
|
|
|||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
(scj,+ рЗТ0> £ |
( у - |
JX[g+Sc0 (tiT - t/j] - |
|
|
|||||||||
|
|
|
|
|
|||||||||
L = |
|
|
|
|
|
У-l |
|
|
|
|
|
|
(2 ) |
|
|
|
|
^ +{ Я ~ У ) + Е ( у - г ) А1 |
|
|
|
|
|
||||
|
Л |
|
|
|
|
2=0 |
|
|
|
|
|
|
|
где |
уровень |
заказа; |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
у - |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
|
у - |
объем |
заказа; |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
р - интенсивность пуассоновского потока требований; |
|
|||||||||||
|
X - |
среднее время задержки поставок; |
|
|
|
|
|
|
|||||
|
S - |
цена хранения единицы запаса в единицу времени; |
|
||||||||||
|
g - |
стоимость заказа новой партии у ; |
|
|
|
|
|
|
|||||
|
jrQ- |
цена "штрафа” за отказ в удовлетворении требования. |
|||||||||||
При этом часть параметров фиксировалась |
ц = |
2, |
s |
= |
2, |
д = |
|||||||
= 25, |
ЗТ0= |
70), |
Т |
принимало |
значения I , |
2 |
и 3, |
а |
у |
и |
у |
на^ |
значались оптимальным образом с помощью направленного перебора. Расчет функции (2) проводился для равномерного, гамма-
и усеченного нормального распределений, выравнивающих первые три момента (нулевой, первый и второй), после чего оценивалось расхождение, полученное за счет разнипц в высших моментах.
3 . ВЫРАЩИВАНИЕ ИССЛЕДУЕМЫХ РАСПРЕДЕЛЕЙЙЙ
Исходными данными при расчете служили среднее время задерж ки поставок х и коэффициент вариации к - ■£? .
Выразим параметры теоретических распределений через к и % * Прежде всего вычислим дисперсию
57
d = ( к т) ‘
и второй начальный момент
N>2 = г 2 (/+ Ас2 ) .
Известно, что для р а в н о м е р н о г о
О |
-с' тип ? |
^ (Т ) = J |
|
max |
тип |
о |
т=> т; max ’ |
(3)
(4)
распределения
(5)
I - |
(6) |
d = (“Сm a x |
^nun / |
/2
Из системы (6) нетрудно получить
с m in - L |
V 3 d , |
(7) |
г т п г = г + |
Vsci . |
|
Из очевидного требования Т ш -П> 0 можно найти максимально допустимый коэффициент вариации:
X - у/за' = т - 1/ з { к х ) г' = х ( / - k V T ) г О
или
/< ^ |
= 0,$7Э. |
Г а м м а-распределение задается плотностью
f i x ) = |
е - .а ‘с |
( 8) |
Г( т )
иимеет среднее значение и дисперсию
(9)
w |
777 |
> |
4 = |
То |
откуда
58
|
|
|
|
|
( Ю ) |
|
m |
г |
|
|
|
Для гамма-распределения допускается |
0 ^ к |
&=> . |
|
||
Наконец, у с е ч е н н о е |
н о р м а л ь н о е |
распре |
|||
деление |
|
|
а |
|
|
|
|
|
|
|
|
f ( z ) = |
|
гьг |
|
(II ) |
|
|
|
|
|||
|
bVlft |
|
|
|
|
как показано в работе [2] , |
имеет |
параметры о , |
b и с , |
отве |
|
чающие системе уравнений |
|
|
|
|
|
С = |
2 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Ъс |
2Ьг |
- |
|
|
( 12) |
|
|
|
|||
|
|
а г |
|
|
|
г , 2 |
<7бс |
2& |
_г . |
|
|
а + 6 |
“т= т б3 = г + й |
|
|
VZjL
решение которой возможно только численно. В работе [2] предло жен итерационный алгоритм нахождения корней (12). Там же дока зано, что при к == у/Л. - / = 0,755 статистическое распределение описывается только нисходящей ветвью нормальной кривой, и ис пользование последней для выравнивания статистики теряет смысл.
4. |
РАСЧЕТ ХАРАКТЕРИСТИЧЕСКИХ КОЭФФИЦИЕНТОВ |
|
||||
С помощью выражения |
(I) |
можно получить формулы расчета |
|
|||
для дельта-функции (предельный |
случай всех упомянутых распреде |
|||||
лений при к |
0), равномерного и гамма-распределений. Так, |
для |
||||
постоянной задержки поставок |
|
|
|
|
||
|
А 2 |
г ! |
е |
|
(13) |
|
|
|
|
||||
При равномерном ее распределении на |
отрезке п |
|
||||
|
|
|
|
„ |
; 'Cwinf- |
|
г |
н (■<;m a x |
|
|
■ |
I е |
(14) |
т т |
|
L i=o |
|
|
||
|
|
|
|
|
|
ъУсеченный нормальный
|
X = I |
X = 2 |
со II IP |
0 |
0,2102 |
0,0837 |
0,0469 |
I |
0,2482 |
0,1194 |
0,0663 |
2 |
0,2127 |
0,1404 |
0,0835 |
3 |
0,1489 |
0,1439 |
0,0961 |
4 |
0,0899 |
0,1324 |
0,1026 |
5 |
0,0483 |
0,1116 |
0,1027 |
6 |
0,0236 |
0,0873 |
0, 0972 |
7 |
0,0106 |
0,0640 |
0,0876 |
8 |
0,0045 |
0,0444 |
0,0754 |
9 |
0,0018 |
0,0292 |
0,0624 |
10 |
0,0007 |
0,0184 |
0,0497 |
|
|
|
|
Т а б л и ц а |
I |
|
Влияние |
вида распределения на |
коэффициенты {А.Л |
|
|
||
|
Закон распределения |
f i x ) |
|
|
|
|
|
Гамма |
|
|
Равномерный |
|
|
X = I |
х = г |
X = 3 |
1—I и IP |
Х = 2 |
со и IP |
|
0,1380 |
0,0625 |
0,0256 |
0,2139 |
0,0844 |
0,0431 |
|
0,2706 |
0,1250 |
0,0614 |
0,2473 |
0,1290 |
0,0777 |
|
0,2680 |
0,1562 |
0,0922 |
0,2071 |
0,1388 |
0,0915 |
|
0,1787 |
0,1562 |
0,1106 |
0,1479 |
0,1353 |
0,0949 |
|
0,0902 |
0,1367 |
0,1161 |
0,0921 |
0,1249 |
0,0948 |
|
0,0368 |
0,1094 |
0,1115 |
0,0504 |
0,1089 |
0,0930 |
|
0,0126 |
0,0820 |
0,1003 |
0,0244 |
0,0890 |
0,0894 |
|
0,0037 |
0,0586 |
0,0860 |
0,0106 |
0,0679 |
0,0836 |
|
0,0010 |
0,0403 |
0,0709 |
0,0042 |
0,0481 |
0,0755 |
|
0,0002 |
0,0269 |
0,0568 |
0,0015 |
0,0317 |
0,0655 |
|
- |
0,0175 |
0,0443 |
0,0005 |
0,0194 |
0,0542 |
|