Теория массового обслуживания (ТМО) / Конспект лекций по ТМО / TEMA5~1
.DOCОдноканальная СМО с ожиданием и ограничением на длину очереди
Рассмотрим СМО с одним каналом (п = 1), на вход которой поступает простейший поток заявок с интенсивностью . Предположим, что поток обслуживании также простейший с интенсивностью . Это означает, что непрерывно занятый канал обслуживает в среднем заявок в единицу времени. Заявка, поступившая в СМО в момент, когда канал занят, в отличие от СМО с отказами, не покидает систему, а становится в очередь и ожидает обслуживания.
Далее предполагаем, что в данной системе имеется ограничение на длину очереди, под которой, напомним, понимается максимальное число мест в очереди, а именно предполагаем, что в очереди могут находиться максимум т >= 1 заявок. Поэтому заявка, пришедшая на вход СМО, в момент, когда в очереди уже стоят т заявок, получает отказ и покидает систему не обслуженной.
Таким образом, рассматриваемая СМО относится к системам смешанного типа с ограничением на длину очереди.
Пронумеруем состояния СМО по числу заявок, находящихся в системе, т.е. под обслуживанием и в очереди:
s0 — канал свободен (следовательно, очереди нет);
s1 — канал занят и очереди нет, т.е. в СМО находится (под обслуживанием) одна заявка;
s2 — канал занят и в очереди стоит одна заявка;
…
Sк — канал занят и в очереди k -1 заявка;
…
Sm+1 - канал занят и в очереди т заявок. Таким образом, СМО может находиться в одном из т + 2 состояний, граф которых представлен на рис. 5.1.
В каждом из состояний Sk, k == 1, ..., т + I, в системе находится, по сравнению с предыдущим состоянием Sk-1, на одну заявку больше, которая поступает во входящем потоке. Так что переходы СМО из состояния Sk-1 в состояние Sk, k = 1, ..., т + 1, (по стрелкам слева направо) происходят под воздействием входящего потока заявок. А так как этот поток имеет интенсивность, то плотности вероятностей переходов k-1,k=, k=1,…,m+1
Переходы системы справа налево осуществляются "потоком обслуживании", поскольку в момент окончания обслуживания очередной заявки канал освобождается и либо будет простаивать (если в очереди нет заявок), либо примет к обслуживанию заявку из очереди; и в том, и в другом случае число заявок в системе уменьшится на единицу. Поскольку интенсивность потока обслуживании равна , то плотности вероятностей переходов справа налево k,k-1=, k=1,…,m+1
Расставив у стрелок графа плотности вероятностей переходов, получим размеченный граф состояний данной СМО (см. рис. 5.1), из которого видно, что протекающий в ней процесс является процессом "гибели и размножения".
Обозначив через po(t), р1(t ), ..., pk(t)....,Pm+1(t) (t>= 0) вероятности соответствующих состояний системы S0, S1,...,Sk,...,Sm+1 в момент времени t, мы можем по одному из известных правил записать для них систему дифференциальных уравнений Колмогорова:
которая решается при начальных условиях
означающих, что в начальный момент времени t = 0 СМО находилась в состоянии s0, т.е. канал был свободен.
Поскольку с течением времени установится предельный режим, то нас будут интересовать предельные вероятности состояний, которые можно получить из общих формул предельных вероятностей для процесса гибели и разложения (3.19)-(3.21), подстанавливая в них n=m+1; k=1,…,m+1. После подстановки получим:
(5.1)
Найденные предельные вероятности состояний удовлетворяют нормировочному условию p0+p1+…+pm+1=1.
В самом деле,
Если , то из формул (5.1) находим, что
p0=p1=…=pm+1= (5.2)
Пусть теперь . Используя приведённую интенсивность входящего потока заявок , из системы (5.1) получим:
(5.3)
причём . Заметим, что представляет собой сумму m+2 членов геометрической прогрессии с первым членом и знаменателем . Тогда по формуле m+2 членов геометрической прогрессии будем иметь:
Подставляем полученное равенство в систему (5.3), получаем:
(5.4)
Формулы (5.2) и (5.4) можно записать в объединенной форме:
(5.5)
Предельные вероятности pk, k=0,1,…,m+1 , можно выразить через средний интервал времени T между поступлениями во входящем потоке двух соседних заявок и среднее время обслуживания одной заявки.
Для этого в систему уравнений (5.5) подставим , поскольку
В результате получим:
(5.6)
Найдем предельные характеристики эффективности функционирования СМО:
1) вероятность отказа pотк;
2) вероятность того, что поступившая заявка будет принята в систему (т.е. не получит отказа) рсис;
3) относительную пропускную способность СМО О;
4) абсолютную пропускную способность СМО А;
5) интенсивность выходящего потока обслуженных заявок v; _
6) среднее число заявок, находящихся в очереди, N оч;
7) среднее число заявок, находящихся под обслуживанием,
8) среднее число заявок, находящихся в системе (как в очереди, так и под обслуживанием) N сис;
9) среднее время ожидания заявки в очереди Tоч;
10) среднее время пребывания заявки в системе (как в очереди, так и под обслуживанием) Т сис.
Поступившая на вход СМО заявка получает отказ тогда и только тогда, когда канал занят и в очереди ожидают т заявок, т.е. когда система находится в состоянии 5„+1. Поэтому вероятность отказа sm+1 равна вероятности состояния sm+1. Из системы уравнений (5.5) получаем:
(5.7)
Событие, состоящее в том, что поступившая заявка будет принята в систему ( в очередь или под обслуживание), противоположно событию, состоящему в отказе заявке. Поэтому вероятность принятия заявки в систему pсис дополняет вероятность отказа ротк единицы. Следовательно, из соотношения (5.7):
(5.8)
Так как каждая заявка, принятая в систему (т. е. поступившая на вход СМО и не получившая отказ), будет обслужена, то вероятность того, что заявка будет обслужена pоб, совпадает с вероятностью принятия заявки в систему рсис.
Отметим, что при т = 0 формула (5.8) превращается в формулу (3.24) для вероятности того, что поступившая заявка будет принята к обслуживанию pоб, в случае одноканальной СМО с отказами. -
Относительная пропускная способность системы Q, представляющая собой среднюю долю принятых в систему заявок среди всех поступивших, равна вероятности того, что поступившая заявка будет принята в систему (т.е. не получит отказ):
Абсолютная пропускная способность системы:
(5.9)
Интенсивность выходящего потока Пвых обслуженных заявок
Для нахождения среднего числа заявок, в очереди ,
введем в рассмотрение дискретную случайную величину Nоч представляющую собой число заявок в очереди.
Событие, состоящее в том, что в очереди нет заявок, т.е. что Nоч = 0, является объединением двух несовместных событий: события, состоящего в том, что СМО находится в состоянии sо, и события, состоящего в том, что СМО находится в состоянии $1. Поэтому вероятность p(Nоч=0) того, что в очереди не будет заявок, равна р0 + р1. Вероятность того, что очередь состоит из одной заявки, равна p2 , и т.д.; вероятность наличия т заявок в очереди равна рm+1 . Таким образом, закон распределения случайной величины Nоч, будет иметь вид:
Nоч |
0 |
1 |
|
т |
р |
pо + Р1 |
p2. |
... |
Рт+\ |
Поэтому по определению математического ожидания дискретной случайной величины Nоч с учетом формул (5.5):
(5.10)
Предположим, что р1. Очевидно имеем:
Но сумма представляет собой сумму т членов геометрической прогрессии р, р2, р3,..., рт с первым членом р и знаменателем р1. По формуле суммы т членов геометрической прогрессии
Тогда
и из равенства (5.11):
(5.12)
Подставив равенство (5.12) в (5.10), найдем:
или, используя выражение для р0 из системы (5.5) при р1, получим
(5.13)
Если же р = 1, то из равенства (5.10):
(5.14)
По формуле суммы т членов арифметической прогрессии
первым членом а1 = 1 и разностью d =1:
(5.15)
Подставим равенство (5.15) и значение pо при р = 1 из равенств (5.5) в (5.14), получим:
(5.16)
Запишем формулы (5.13) и (5.16) в объединенной форме:
(5.17)
Итак, получено выражение для среднего числа N оч заявок, стоящих в очереди на обслуживание. Теперь выведем формулу для среднего числа N сис заявок, находящихся в системе (в очереди и под обслуживанием). Для этого рассмотрим дискретную случайную величину Nоб , представляющую собой число заявок, находящихся под обслуживанием. Вследствие того, что рассматриваемая СМО одноканальная, случайная величина Nоб может принимать два значения: 0 и 1. Значение Nоб= 0 она принимает с вероятностью ро состояния so, в котором канал свободен. Равенство Nоб = 1 представляет собой событие, состоящее в том, что под обслуживанием находится одна заявка, которое противоположно событию, состоящему в том, что канал свободен. Поэтому вероятность того, что Nоб = 1, равна 1 - ро . Таким образом, закон распределения случайной величины Л^0б выглядит следующим образом:
|
Nоб |
0 |
1 |
|
р |
p0 |
1 –p0 |
и математическое ожидание M|Nоб| случайной величины Nоб , представляющее среднее число заявок под обслуживанием, равно
Подставив сюда выражение ро по формуле (5.5), получим:
(5.18)
Из сравнения формулы (5.18) с формулами (5.8), (5.9) следует, что
(5.19)
т.е. среднее число заявок, находящихся под обслуживанием, прямо пропорционально относительной пропускной способности , или что то же, вероятности принятия заявки в систему множителем пропорциональности, равным показателю нагрузки (трафику) СМО.
Случайная величина Nсис, представляющая собой число заявок, находящихся в СМО, является, очевидно, суммой случайных величин Nоч и Nоб, т. е, Nсис = Nоч+ Nоб- Тогда по теореме сложения математических ожиданий среднее число заявок в СМО
(5.20)
Если в формулу (5.20) подставить выражения N оч и Nоб соответственно по формулам (5.17) и (5.18), то получим:
(5.21)
Важной характеристикой СМО с ожиданием является среднее время ожидания заявки в очереди . Пусть непрерывная случайная величина, представляющая собой время ожидания заявки в очереди. Рассмотрим т + 2 несовместных гипотез Hk , k = 0, 1,..., т + 1, состоящих в том, что СМО находится соответственно в состояниях sk =0, 1, ..., т + 1. Вероятности этих гипотез р(Нk = рk, k=0,1, ..., т+1\.
Если заявка поступает в СМО при гипотезе Но, т.е. когда СМО находится в состоянии , в котором канал свободен, то заявке не придется стоять в очереди и, следовательно, условное математическое ожидание М[Точ|Но] случайной величины Точ при гипотезе Hо, совпадающее со средним временем ожидания заявки в очереди при гипотезе Hо, равно нулю.
Для заявки, поступившей в СМО при гипотезе Н1, т.е. когда ,СМО находится в состоянии , в котором канал занят, но очереди нет, условное математическое ожидание М[ТОЧ|Н1] случайной величины Tоч при гипотезе Н1, совпадающее со средним временем ожидания заявки в очереди при гипотезе H1, будет равно среднему времени обслуживания одной заявки
Условное математическое ожидание М[ТОЧ|Н2\ случайной величины Tоч при гипотезе H2, т.е. при условии, что заявка поступила в СМО, находящуюся в состоянии , в котором канал занят и в очереди уже ждет одна заявка, равно . И так далее.
Если заявка поступит в систему при гипотезе Нm, т.е. когда канал занят и в очереди ждут т-1 заявок, то М[ТОЧ | Hm)=.
Наконец, заявка, пришедшая в СМО при гипотезе Hm+1, т.е. когда канал занят, т заявок стоят в очереди и свободных мест в очереди больше нет, получает отказ и покидает систему. Поэтому в этом случае М[ТОЧ |Нт+1]=0.
Следовательно, по формуле полного математического ожидания (см. [9], с. 77), среднее время ожидания заявки в очереди
Подставляем сюда выражения , k=1,…,m, по формуле (5.5), получаем:
(5.22)
Если нагрузка , то из равенства (5.22) с учетом формул (5.5), (5.12) и (5.17):
Если же, то подставив в равенство (5.22) выражение р0 по формуле (5.5), значение суммы формуле (5.15), используя формулу (5.17) при и учитывая, что в данном случае будем иметь
Итак, для любого получим формулу Литтла для среднего времени пребывания заявки в очереди:
(5.23)
т.е. среднее время ожидания заявки в очереди Точ равно среднему числу заявок в очереди Nоч, деленному на интенсивность X входящего потока заявок.
Для вывода формулы среднего времени пребывания заявки в системе Тсис (как в очереди, так и под обслуживанием) введем в рассмотрение случайную величину Tсис, представляющую собой время пребывания заявки в СМО и являющуюся суммой двух случайных величин
(5.24)
где Tоч - время ожидания заявки в очереди, а - время обслуживания одной заявки.
Случайную величину рассмотрим при двух несовместных гипотезах Hсис и Hотк, состоящих соответственно в том, что поступившая заявка принята в систему для обслуживания и поступившая заявка получает отказ. Вероятности этих гипотез p(Hсис)=pсис и p(Hотк)=pотк. Если заявка поступила в СМО при гипотезе Hсис, то условное математическое ожидание M[|Hсис] случайной величины при гипотезе Hсис будет равно среднему времени обслуживания заявки: М[|Hсис] = . Если же заявка пришла в СМО при гипотезе Hотк, то она не обслуживается и потому М[ |HОТК] = 0. По формуле полного математического ожидания (см. [9}, с. 77)
Так-как =1/ , и согласно формуле (5.9) pсис =Q, то
Но из равенства (5.19): . Следовательно,
где -среднее время обслуживания одной заявки, относящееся ко всем заявкам (как обслуженным, так и получившим отказов отличие от среднего времени обслуживания одной заявки =1/ относящегося только к обслуженным заявкам. Таким образом,
(5.25)
т.е. среднее время обслуживания одной заявки, относящееся ко всем заявкам, равно среднему числу заявок, находящихся под обслуживанием, , деленному на интенсивность входящего потока заявок.
По теореме сложения математических ожиданий, из равенства (5.24) получим:
(5.26)
Подставим сюда выражение и соответственно по формулам (5.23) и (5.25), и учитывая равенство (5.20), получим для рассматриваемой СМО формулу Литтла:
т.е. среднее время нахождения заявки в СМО (в очереди и под обслуживанием) Тсис равно среднему числу заявок в системе Nсис, деленному на интенсивность входящего потока заявок.
Нетрудно проверить, что при т = 0 формулы (5.1) для ро и p1 превращаются соответственно в формулы (3.17) и (3.18) , а формулы (5.7), (5.8), (5.9) и (5.26) - соответственно в формулы (3.28), (3.24), (3.25) и (3.29) для одноканальной СМО с отказами.
В табл. 5.1. сведены параметры рассматриваемой СМО, в табл. 5.2. — предельные характеристики СМО.
Таблица 5. 1
Параметры одноканальной СМО
с ожиданием и ограничением на длину очереди
№ п/п |
Параметры |
Обозначения,значения, формулы |
1 |
Число каналов обслуживания |
|
2 |
Максимальная длина очереди (максимальное число мест в очереди) |
|
3 |
Интенсивность входящего простейшего потока заявок Пвх |
|
4 |
Производительность канала - интенсивность простейшего потока "обслуживании" Поб (среднее число заявок, обслуживаемое каналом за единицу времени при непрерывной работе) |
|
Таблица 5.2
Предельные характеристики эффективности
функционирования одноканальной СМО с ожиданием
и ограничением на длину очереди
№ n/n |
Предельные характеристики |
Обозначения, формулы |
1 |
Показатель на грузки (трафик) системы |
|
2 |
Вероятности состояний СМО, выраженные через показатель нагрузки |
|
3 |
Вероятности состояний СМО, выраженные через средний интервал времени между соседними поступающими заявками, и среднее время обслуживания одной заявки. |
|
4 |
Вероятность отказа |
|
5 |
Вероятность того, что заявка будет принята в систему(не получит отказ) |
|
6 |
Относительная пропускная способность СМО |
|
7 |
Абсолютная пропускная способность СМО |
|
8 |
Интенсивность выходящего потока заявок |
|
9 |
Среднее число заявок в очереди |
|
10 |
Среднее число заявок, находящихся под обслуживанием |
|
11 |
Среднее число заявок, находящихся в системе(как в очереди, так и под обслуживанием) |
|
12 |
Среднее время ожидания заявки в очереди |
|
13 |
Среднее время пребывания заявки в системе(как в очереди, так и под обслуживанием) |
|