книги из ГПНТБ / Приоритетные системы обслуживания
..pdf— вероятность того, что период занятости типа |
2 включает |
в |
себя |
и обслуживание вызовов, а первая катастрофа |
наступила |
во |
вре |
мя обслуживания вызовов в момент, когда все обслуженные вы
зовы — красные, |
а с последнего |
0-момента прошло время х. |
|||||
Воспользовавшись |
значением |
pn(z, |
x, s) |
из |
(2.14) настоящей |
||
главы после очевидных преобразований, получаем |
|
||||||
^ |
j j f l ^ _ e |
r a u e - s u s P |
n ^ Z ) |
Х ) |
s)dxdF{u) |
= |
|
ti^\n > l u =0 |
|
|
|
|
|
|
|
= s [ l |
— В (x)] |
е-5*dx |
(s) — <p (s -f- |
a — аф (z, x)) |
|||
|
|
l - z ß ( s ) |
|
||||
|
|
|
|
|
|
Нетрудно выписать формулу, определяющую распределение числа обслуженных вызовов в любой момент времени внутри одного пе риода регенерации:
s [1-Е (х)] е-^+я)* + |
-2— |
[1 — е (s + |
а)] [1 — В (x)] e~sx |
х |
||||
|
|
s -{- а |
|
|
|
|
|
|
1 - ф(г , |
s) d x |
s |
e ( s |
ß ) |
^ _ |
g |
ß_sx |
|
1 — zß (s) |
|
|
|
|
|
J |
|
|
|
Ф(8) |
— tp(s + |
g — |
аф(г, |
s))' |
|
|
|
X |
|
|
l - z ß ( e ) |
|
|
|
|
|
x |
+ se (s + |
a) [ 1 — F (x)] e~sx |
dx. |
(4.8) |
Г. Формулировка результата. Теперь мы в состоянии сформу лировать теорему относительно распределения числа обслужен ных вызовов к моменту t.
Т е о р е м а |
\. a) |
p*(z, |
x, s) — находится |
по |
формуле |
|
|||||
p*(z, X, s) = |
1 |
— (1 — е (s + |
а))-ф(г, |
s) — e(s -)- а) |
х |
||||||
|
|
|
|
s 4-а |
|
|
|
|
|
|
|
|
x |
Ф (s + о — аф (z, s))]-1 x |
| [ 1 — Е (х)] е -(*+а)* + |
|
|||||||
|
|
+ —=-[1—e(s + a ) ] l l - ß ( x ) ] e - » |
x |
|
|||||||
|
|
|
s-{-а |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
х |
1-Ф('.*> |
-f е (s + |
а) [ 1 — Z7 |
(x)] в — + |
|
||||
|
|
|
1 — zß (s) |
|
|
|
|
|
|
|
|
+ |
е (s |
- f - а) [1 - В (x)] е~" |
Ф М - Ф ( ' + |
« " « Ф ( ' . ' ) ) |
\ |
||||||
|
|
|
|
|
|
|
1 — zß (s) |
|
J |
||
|
|
|
|
| г | < 1 , |
Res>0 ; |
|
|
|
(4.9) |
||
б) в |
частности, |
распределение |
числа |
обслуженных |
вызовов |
||||||
определяется |
соотношением |
|
|
|
|
|
|
||||
4* |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
51 |
P* (z, |
s) = |
|
|
(1 — e (s + |
a)) ф (г, |
s) — |
e (5 - f a) cp (s + a — |
|||||||
|
|
|
|
s-f- a |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
_ а ф ( г , S ) j - i Я - ' С + " ) + |
_ J L . f l |
_ e ( s + |
e ) ] |
. i - ß M 1 - Ф <*. ») |
||||||||||
|
|
|
|
|
|
s + |
a |
|
|
|
|
|
l - z ß ( s ) |
|
+ e ( s + a ) |
s |
+ Е ( Д + Д ) . ! 1 - Р И . Ф ( Д ) - ф ( » + а - Д ф ( г . Д ) ) 1 |
||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
s |
|
|
1 — zß (s)j |
|
J |
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
(4.10) |
|
|
|
|
|
| г | < 1 , |
R e s > 0 ; |
|
|
|
|
|
|||
в) |
|
среднее |
число |
обслуженных |
к моменту |
t вызовов |
задается |
|||||||
своим |
преобразованием |
Лапласа |
pi(s) |
|
|
|
|
|
||||||
|
|
Pi (s) |
dp* (z, s) |
|
|
• — Pj(s) |
|
R e s > 0 ; |
|
(4.11) |
||||
|
|
= |
dz |
| z = l |
|
S ' |
|
|
||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
г) |
при малых |
s |
верно |
асимптотическое |
|
равенство |
|
|
||||||
s 2 p 1 ( s ) ^ 1 - |
l a ß , + |
a2 ßa |
|
I |
а2фг« (а) |
- } s |
+ 0(s). |
|||||||
1 7 |
|
|
\ |
1 |
2 ( 1 — a ß t |
) |
|
2 ( 1 - е ( а ) + ш ф ) Ф і ) |
|
(4.12) |
||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
§ 5. Совместное распределение длины очереди и числа |
|||||||||||||
|
|
|
|
|
обслуженных вызовов |
|
|
|
|
|||||
Формулируемая |
ниже |
теорема |
является |
|
обобщением |
теорем |
||||||||
§ 3 и § 4. Доказательство |
аналогично. |
|
|
|
|
|
||||||||
р(т, |
п, x, |
t)dxdt |
— вероятность того, что в момент |
времени t |
в системе m вызовов, обслужено п вызовов, а с последнего О-мо мента прошло время x.
|
Обозначим |
|
|
|
|
|
|
|
|
Р(у, г, |
x, |
t) = |
£ р(т, |
п, |
x, |
t)ymzn |
(5.1) |
|
|
|
|
оо |
|
|
|
|
и |
Р*(у, |
z, |
x, s) = |
j V s ' P ( t / , |
z, |
x, |
Г) dt, |
(5.2) |
|
|
|
|
о |
|
|
|
|
оо
P* (у, z, s) = j P* (у, z, x, s) dx.
|
|
|
|
|
о |
|
|
Т е о р е м а , а) |
Р*{у, |
z, x, |
s) |
находится по формуле |
|
||
Р*(у, |
z, x, |
s) = |
Г1 |
£ _ ( і _ Е ( 5 + А ) ) Ф ( г , s ) - e ( a + |
s ) X |
||
|
|
|
L |
s + « |
|
|
|
X |
Ф (s + |
a - |
аф (z, |
s)) j - |
' |
x |[1 - E (x)] e ~ ^ x + -Л- |
x |
52
X [1 — e (s + a)] x f 1 — В (x)] е-(*+я-ад>* x |
1 _ ~ ф ( г ' |
s ) |
+ |
\—zy |
ß (s + |
a — ay) |
|
+ e (s + a) x [1 — F (x)] e~<s+a-a^x |
+ |
e (s -f a) [1 — В (x)] e - ( s + a - a ^ x |
|||||||||
Ф ( 8 + а - а У ) - Ф ( 8 |
+ а - а ф ( 2 , 8 ) ) | |
|
R e |
|
|
||||||
|
|
1—z# |
' ß (s + |
a — a^/) |
|
J |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
(5.3) |
б) |
в |
частности, |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
P* {y, |
z, |
s) = |
Г1 |
|
(1 — e (s + |
a)) ф (z, s) — e (s + |
a) x |
||||
|
|
|
L |
s |
+ a |
|
|
|
|
|
|
|
|
/ |
, |
|
ч / |
s x |
l - 1 f |
|
1 — e(s + a) |
a |
|
|
|
X Ф (s + a — аф (z, |
s)) |
. J |
i - i - i |
— |
x |
||||
|
|
|
|
|
|
|
J |
l. |
s + a |
s + |
a |
X [ l - e ( s + a ) I 1 - P ; ' + |
fl-^) |
. |
^ Ф / 2 ; - ) |
+ |
/ , |
\ |
+ e (s + |
a) |
|
s + a — ay |
|
|
1—гг/ |
' p ( s + a — ay) |
|
1 — cp(s + a— au) |
, , |
, |
s |
1 — 6 (s + a — ay) |
X |
|
——! |
— |
h e (s + |
a) |
——1 |
||
s + a — ay |
|
|
|
s + a — аг/ |
|
|
y <p(s + |
a — f l y ) —cp(s + |
a — а ф ( г , s)) |
|
|||
|
1 — ZÏ/-1 |
ß (s + |
a — ay) |
|
|
R e s > 0 , | у | < 1 , |
| г | < 1 . |
§ 6. Время ожидания |
На основании результатов § 4 этой главы нетрудно вывести соотношения для времени ожидания как при прямом порядке об
служивания вызовов, так и при инверсионном. |
|
||
Обозначим через w(t) время |
ожидания вызовом, поступившим |
||
в момент t, начала обслуживания: |
|
||
|
СО (s, t) |
= Ше-™Ѵ\ |
(6.1) |
Считаем |
'выполненным условие |
ненасыщения системы: |
aßi < 1. |
В этом |
параграфе для случаев прямого и инверсионного |
порядков |
обслуживания формулируются и доказываются теоремы, аналогич
ные теоремам |
1 и 2 § 9 гл. 1. |
|
|
|
|
|
А. Прямой порядок обслуживания. |
|
|
|
|||
Т е о р е м а |
1. |
a) a>(s, t) |
удовлетворяет системе |
уравнений |
||
|
|
оо |
у |
|
|
|
(О (s, t) = |
Р 0 |
(0 + ^ dB (у) j е-*»-* |
X Qt (ß (s), x, |
t) dx |
+ |
|
|
|
о |
0 |
|
|
|
оо |
|
y |
|
|
|
|
+ J d F l |
Q / ) j V ^ - * > Q i ( ß ( s ) , x, |
t)dx, R e s > 0 ; |
(6.2) |
53
|
|
deî |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Po (ц) I |
Г е-ѵ* Р„(/) dt = |
[т (u)]-' •1 |
- е f |
+ а ) , |
R e u > 0 ; |
(6.3) |
||||||||
|
|
|
о |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Sdef ~ |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Qi(z, x, |
u ) = 1 е - ^ С г |
( 2 , |
x, t) dt = [т (ц)]-1 х |
|
|
|||||||
X { — 7 - [1 — е(|і + а)] X (г— я (р.)) + е(и + а) [ф (ц + а — аг) — |
||||||||||||||
— ф(|і + |
а — ая(и)Н |
x |
—— |
|
- , Rep . >0, |
| г | < 1 ; |
||||||||
|
|
|
|
J |
z — |
ß (|л + |
о — |
az) |
|
|
|
(6.4) |
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
ОО |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Q2(z, |
x, |
v)=\e-^Q%(z, |
|
x, |
t)dt |
= |
[т(ц)]-»-е(ц + a) x |
|
||||||
|
|
|
|
X е -(д-И-«>*; |
Re ц > |
О, |
I z | < |
1 ; |
|
(6.5) |
||||
т(ц) = 1 |
-2— (1 _ е(ц + |
а)) я (ц) — е (ц + а)ф(ц + а — ал (ц)), |
||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
R e n > 0 ; |
|
|
|
(6.6) |
|||
б) |
со* (s, ц) = |
[e-^(ù(s, |
t)dt=\\ |
|
|
— (1 — e (ц + a) я (ц) — |
||||||||
|
|
|
J |
|
|
|
L |
|
v + a |
|
|
|
|
|
|
|
|
0 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
- |
e (ü+'a) Ф (fx + a - |
ая (ц)) |
x { - l n i i t ± £ L + |
||||||||||
|
|
+ |
_ J L _ |
(1 _ e (u. + |
a)) (ß (s) - |
я (ii)) + e (ц + |
a) X |
|
||||||
|
|
X [Ф (s) — Ф (u. + a — ал (ц))] |
|
-î |
— — \, |
(6.7) |
||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
H — s 4- a — ap (s) |
J |
|
||
|
|
|
|
R e s > 0 , |
Rep , > 0; |
|
|
|
|
|||||
в) |
существует |
lim to (s, t) = lim со* (s, |
p,)«p, = |
co(s) |
|
|
||||||||
U |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
со (s) = |
[s - a + aß |
|
— |
|
|
x |
|
|
||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
1 — с (a) — oc (a) q>! |
|
|
|||
|
|
|
X {(1 - |
e (a)) -s + |
ae (a) [ 1 - ф (s)]}, |
|
(6.8) |
|||||||
что в случае |
абсолютно |
надежного |
|
прибора |
совпадает |
с |
формулой |
|||||||
(9.10) |
гл. 1. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
54 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Д о к а з а т е л ь с т в о . Обозначим через Ро(0 вероятность того, что в момент t система свободна от вызовов, а прибор ис правен; Qi(z, X, t)dx — вероятность того, что в момент времени t уже время х как обслуживается вызов, а все находящиеся в си стеме вызовы — красные; Q2(z, х, t)dx — вероятность того, что в момент t уже время х как прибор восстанавливается, а все вы
зовы, находящиеся в системе, — красные. |
|
|
Имея под рукой вероятности Ро(0» Qi(z > х, |
t)dx и |
Q2(z,x,t)dx, |
можно в преобразованиях Лапласа—Стилтьеса |
найти |
выражение |
для времени ожидания начала обслуживания вызовом, поступив
шим в момент |
t. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
Б. |
При |
рассмотрении |
выражения |
(3.6) |
для1>*(2, |
х, |
s) |
нетрудно |
|||||||||||||
догадаться, |
что функции |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||
|
|
|
|
оо |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
оо |
|
|
|
|
|
Q*(z, |
X, |
s) |
= |
j V ' |
^ z |
, |
X, t)dt, |
Ql(z, |
X, |
s)= J é H " § 2 ( z , |
X, |
t)dt, |
|||||||||
|
|
|
|
0 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
ô |
|
|
|
|
(6.9) |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
и при |
рассмотрении |
(3.6), |
(3.7) функция |
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
P*o[s) = |
j V s ' P 0 ( O d s |
|
|
|
|
|
(6.10) |
|||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
о |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
имеет |
следующий |
вид: |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
Ql(z, |
X, |
s) = |
[x(s)]-l-{-?—[l—e(s |
|
|
|
+ |
a)(z-K(s))] |
|
+ e(s |
+ |
a)x |
|||||||||
|
|
|
|
|
|
|
l |
s + |
a |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
X [ф (s |
+ |
a |
— |
az) |
— |
ф (s |
+ |
a |
— ал |
(s))] |
1 |
|
|
} ~ |
B { |
x ) |
|
|
е-ь+а-ацх^ |
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
J |
1 — z 1 ß (s + |
a — az) |
|
(6.11) |
|||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
0*2 (z, |
X, |
s) = |
[ T ( S ) ] - 1 |
e (s |
+ |
a) [ 1 — F (x)] е-<*+я-^>* ; |
(6.12) |
|||||||||||||
|
|
|
|
|
|
Po (s) |
= |
[т (s)j-i - |
• » - ' ( « + ") |
|
|
|
( 6 .13) |
||||||||
где |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
T (s) = |
1 |
|
— (1 — e (s + a)) я (s) — e (s + |
a) ф (s + |
a—ая (s)). |
||||||||||||||||
В. Подставим |
ß(s) |
|
вместо |
г |
в |
Qi(z, |
г) |
и |
$г(г, |
х, / ) . Тогда: |
|||||||||||
|
|
|
|
|
|
вероятность |
того, |
что |
в момеат |
t |
уже |
время х |
|||||||||
как обслуживается некоторый вызов, а |
за |
время |
обслуживания |
||||||||||||||||||
вызовов, |
|
ожидающих |
|
в |
момент |
t, |
не |
наступала |
катастрофа; |
||||||||||||
Q2(ß(s), |
x, |
|
— |
вороятность |
|
того, |
что |
в момент |
t |
уже |
время х |
5 5
как прибор восстанавливается, а за время обслуживания вызовов, ожидающих в момент t, не наступала катастрофа.
Теперь докажем справедливость соотношения
со (s, |
t) |
= |
Р 0 (/) |
+ |
Сdß(y) Гe-»to-*) |
Q |
l ( ß ( s ) ' |
*' 0 |
dx |
+ |
|||||
|
|
' |
|
0 W |
|
.) |
.) |
|
|
\\ |
— |
ВШШ |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
о |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
г/ |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
+ |
ГdF(y) |
Г е-^-*> |
|
Q 2 ( ß ( s ) ' *• *> |
dx. |
|
(6.14) |
|||||
|
|
|
|
.) |
|
|
J |
|
|
|
[\—В{х)\ |
|
|
|
|
|
|
|
|
о |
|
|
о |
|
|
|
|
|
|
|
|
Пусть за время ожидания начала обслуживания вызовом, по |
|||||||||||||||
ступившим |
в |
момент |
t, |
не наступает |
катастрофа |
(вероятность |
|||||||||
со (s, t) ). Для этого необходимо и достаточно, чтобы |
|
|
|||||||||||||
либо |
в |
момент |
t |
система оказалась свободной от вызовов, а |
|||||||||||
прибор — исправным (вероятность Ро (0); |
|
|
|
|
|||||||||||
либо |
в момент |
t |
некоторый вызов обслуживался уже время х; |
||||||||||||
за время |
обслуживания |
вызовов, |
ожидающих в |
момент |
t, не на- |
||||||||||
|
|
|
|
л. |
|
I |
|
|
|
Qi (ß(s), |
x, s)dx |
|
остаточное |
||
ступала катастрофа |
(вероятность |
|
|
— |
и з а |
||||||||||
время у—x |
обслуживания |
вызова, |
находящегося на приборе в мо |
||||||||||||
мент t, катастрофа |
не наступала |
(вероятность |
|
е~^ѵ—х>—V |
|||||||||||
либо |
|
|
|
|
t |
|
|
|
х |
|
|
|
|
1 |
—B(x)J |
в |
момент |
уже |
время |
как |
восстанавливается |
прибор; |
за время обслуживания вызовов, ожидающих в момент t, не на
ступала катастрофа |
(вероятность |
Q2(ß(s), x, t)dx) |
|
и за остаточ |
||||||||||
ное время |
у—x |
восстановления |
прибора |
катастрофа |
не |
наступала |
||||||||
(вероятность |
е~sto~*> |
d |
F ^ |
^ |
|
|
|
|
|
|
|
|||
|
|
|
|
|
1 - F W / |
|
|
|
|
|
|
|
||
Для упрощения записи |
обозначим |
|
|
|
|
|
||||||||
Q,(*. |
x, |
t) |
= ^ |
J |
L |
; |
QAz, |
x, t) |
= M |
^ |
J |
L . |
||
|
|
|
|
|
z[\ |
— |
В (x)\ |
|
|
|
1 — |
F(x) |
|
|
|
|
|
|
|
|
00 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Q] (z, |
x, |
s) = |
|
j * e~st |
Qi (z, x, |
t) dt |
(t |
= |
1, |
2). |
|||
|
|
|
|
|
|
ö |
|
|
|
|
|
|
|
|
Таким образом, доказаны формулы |
(6.2) — (6.6). |
|
|
|
||||||||||
Д. Перейдем к доказательству второй части теоремы, вычисле |
||||||||||||||
нию со* (s, |
ц). |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
оо |
|
|
|
|
оо |
|
у |
|
|
|
|
|
|
со* (s, |
rt-j |
^ |
|
р 0 |
(*) d^ + j" d£(«/) J |
|
Qi (ß (s), x, ц) dx + |
|||||||
|
0 |
|
|
|
|
y |
0 |
|
0 |
|
|
|
|
|
|
|
|
oo |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
+ ^dF(y)^e-s<y-x)Q*2(p(s), |
|
x, |
ii)dx---- |
|
|
|||||||
|
|
|
0 |
|
|
0 |
|
|
|
|
|
|
|
|
56
|
= |
P*o |
+ [т ОІ)] - І x |
{ - ^ - |
[ 1 - е (LI + |
a)] (ß (s) - я (LI)) |
|
|
|||||
|
+ |
е ((г + |
а) x |
[ф (и- + |
а — aß (s)) — <р (р, + а — а я (LI))] | |
X |
|
||||||
X |
|
|
|
|
|
X |
[dB(у) |
l'e-sfe-*) x |
e - ( n + a - a ß ( s ) > * + |
|
|||
|
|
|
|
|
|
|
|
о |
о |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
оо |
у |
|
|
|
|
|
|
+ [т О)]-1 |
е (ц + а) X j ' d-F(y) J é?-^-** e - ( n + a - a ß ( s ) ) * ^ |
= |
|
|||||||||
|
|
|
|
|
|
|
о |
о |
|
|
|
|
|
= И Ю Г 1 |
X { _ L z i ^ _ ± f [ ) _ |
+ |
( i _ |
e |
+ a)) (ß (s) - я fo)) -f |
||||||||
|
|
+ |
e (LI + |
a) • [ф (LI + а — aß (s)) — ф (LI + а — а я (LI))] |
x |
|
|||||||
X |
|
|
|
J |
|
, „ л , I |
<P(s) — ф(М^ а — aßjs)) |
|
I |
||||
|
|
|
|
|
|
+ |
е(іх + а ) Х |
У ( » ) - Ф ( ^ ^ ° - ° Р ( « ) ) |
|||||
|
|
ц — s + a — aß (s) |
|
|
|
|
[І — s + a — aß (s) |
J |
|||||
|
|
|
( ^ ) ] - 1 |
{ |
' ~ е |
^ + |
а ) |
+ — |
(1 - е (и + a)) (ß (s) |
- |
|||
я |
(и)) |
+ |
e (LI + |
a) x [ф (s) — ф (LI + a — а я (LI)]] |
|
|
|||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
p. — s - f a — a ß (s) ' |
||
что |
и требовалось |
доказать. |
|
|
|
|
|
|
|||||
|
Е. Инверсионный порядок обслуживания. Прерванный выхо |
||||||||||||
дом |
прибора |
из строя вызов пропускает |
вперед себя лишь |
вызо |
вы, поступившие после выхода прибора из строя. Аналогично тео реме 1 доказывается
Т е о р е м а 2. а) со (s, t) задается системой уравнений
|
|
|
оо |
у |
|
|
СО ( S , t) = |
Р0 |
(/) + |
J dB (у) j e~(s+a-anismy-X) |
Qi fa d x |
+ |
|
|
|
|
0 |
0 |
|
|
+ |
J |
dF(y) |
J er-(s+e-en(*))to-*) Q2 (*, |
t) dx, |
(6.15) |
о0
R e s > 0 , Qt(x, t) = Qt(\, x, t) |
(t = 1, 2), |
где Qi(l, x, t) (i = 1, 2) « P 0 (0 определены |
в теореме 1; |
57
б) |
со* (s, |
ц.) = |
J e - n ' © ( s , |
t) dt |
|
|
|
|
|
|
|
||
|
(г -t- |
(1 — е ( ц + |
а))я(ц) — е((х + |
а)ф((д, + |
а — ая((л)) 1 |
1 X |
|||||||
|
а |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
J |
||
x / 1 — е ( ц + а ) |
_^ |
—5—(1 |
— е ( И + а))( 1 - |
я (и))+е (jx+а) [Ф ((*)- |
|||||||||
|
— <р (р, + |
а — ая |
|
|
я (s)— |
ß(n) |
|
|
|
|
|||
|
|
|
ß ( H » ( H — s — а |
+ |
а я (s)) |
|
|
||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||
+ |
е(ц + а) |
Ф(* + « - Ш Х ( 5 ) ) - Ф ( Ц ) |
R e s > 0 , |
Rep,>0; (6.16) |
|||||||||
|
|
|
|
p, — s — в ф а я (s) |
|
|
|
|
|
|
|||
в) |
наконец, ©(s) = lim со* (s, |
^) существует |
и |
равен |
|
|
|||||||
|
|
|
|
<-Н-оо |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
( 0 ( S ) = |
- |
|
1 - |
aß! |
|
( ( 1 - е (а)) (s + |
a - а я |
(s)). |
|||||
|
|
|
|
||||||||||
|
|
1 — е (а) -4т ас (а) фі |
|
|
|
|
|
|
|
||||
— ае(а) x (1 — cp(s + |
a — an(s))) |
+ а ( 1 — я(в))] x |
[s + а — а я (s)]-1 . |
||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
(6.17) |
З а м е ч а н и е . |
Первое |
слагаемое |
в (6.17) |
задает |
вероятность |
свободного |
и исправного состояния прибора; второе слагаемое относится к случаю, когда вызов поступил во время обслуживания, причем промежуток занятости начался с поступления некоторого вызова в исправную и свободную систему; третье слагаемое — когда прибор восстанавливался; наконец, четвертое —когда обслу живались вызовы, причем промежуток занятости начался с восстановления при бора.
§7. Виртуальное время ожидания
А.Вероятность ожидания. Ро(0 —вероятность того, что в момент времени t система свободна от вызовов, а прибор испра
вен. Значение Ро(0 найдено в § 6 гл. 2 с помощью выражения (3.6) для P*(z, x, s); 1—Po(0—вероятность ожидания вызовом, поступившим в момент t; e(s-j-a)—вероятность того, что за одно
время «жизни» прибора в систему не поступали вызовы и не про-
оо
исходили катастрофы; —-— [1 — е (s + а)] = |
I егах [1 — Е (x)] d[\ — |
s + а |
J |
|
о |
—e~sx] — вероятность того, что за один промежуток «жизни» при
бора наступали |
катастрофы; до |
наступления первой |
катастрофы |
||
|
|
|
|
оо |
|
вызовы в систему не поступали; —-— [1 — е (s + |
а)] = |
\ e~sx |
[1 — |
||
|
|
s - f a |
|
,) |
|
—E(x)]Xd[l—е~ах] |
— вероятность |
того, что за |
один |
о |
|
промежуток |
«жизни» прибора поступил вызов; до поступления вызова не было
катастрофы.
58
Порядок обслуживания вызовов, поступивших за время вос становления прибора, не влияет на распределение длительности промежутка занятости после восстановления прибора. Поэтому с каждым вызовом, поступившим за время восстановления прибора, можно связать свой период занятости обслуживанием тех вызо вов, которые поступили после начала обслуживания этого вызова. Сам промежуток занятости складывается из таких периодов заня тости.
Предполагаем выполненным |
условие |
стационарности a ß i < l . |
Пусть П ( 0 — ф . р . периода |
занятости |
системы M | G | l | o o с |
абсолютно надежным прибором. Период занятости обслуживанием
вызовов, как поступивших после начала обслуживания |
некоторого |
|||||||||||
вызова, так и самого этого вызова, называем периодом |
занятости, |
|||||||||||
связанным |
с данным |
вызовом. |
плохим, |
|
|
|
|
|
|
|||
Далее, |
вызов называется |
если |
за |
период |
занятости, |
|||||||
связанный с ним, наступила катастрофа. |
|
|
|
|
|
|||||||
Очевидно, что, во-первых, период занятости, связанный с дан |
||||||||||||
ным вызовом, имеет распределение П(^) |
и, |
во-вторых, |
поток |
|||||||||
плохих |
вызовов, поступивших |
за время |
восстановление прибора, |
|||||||||
является пуассоновый с параметром а(1—я (s)). |
|
|
|
|||||||||
Величина |
cç>(s+a—an |
(s)) |
— вероятность того, что за время |
|||||||||
одного |
восстановления |
прибора не наступала |
катастрофа и не по- |
|||||||||
|
|
|
|
|
оо |
|
|
|
|
|
|
|
ступали |
плохие |
вызовы; |
^P0(x)d[l— |
e~sx] |
— |
вероятность |
того, |
|||||
|
|
|
|
|
о |
|
|
|
|
|
|
|
что первая катастрофа наступила в момент, когда система |
была |
|||||||||||
свободна от вызовов, а прибор |
исправен, |
тогда |
верна |
формула |
||||||||
|
оо |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
s {e-sxP0(x)dx= |
— [ 1 |
— e(s + |
a)] i l — e(s + a)cp(s + |
|
||||||||
|
J |
|
|
s+a |
|
|
l |
|
|
|
|
|
|
о |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
-f a — ал (s)) |
— |
[1 — e(s + |
a)l X n(s)V~\ |
(7.1) |
||||||
|
|
|
|
|
s+a |
|
|
|
|
) |
|
|
Эту же формулу можно представить в виде
оо
Г Р 0 (x) d [1 — <?-"] = — — [1 — e (s + а)] + e (s + а) Ф {s+a—an(s)) х
J |
s 4- a |
|
|
о |
|
|
|
|
ОО |
00 |
|
X |
Ç Р 0 (x) d [1 - е - " ] + - f - [ 1 - |
e (s + а)] л (s) Г P0 (x) d (1 - e~»). |
|
|
о |
о |
(7.2) |
|
|
|
|
|
Докажем эту формулу. Пусть |
первая катастрофа |
произошла |
в момент, когда система свободна |
от вызовов, а прибор |
исправен. |
|
Д л я этого необходимо и достаточно, чтобы |
|
59
либо за первый промежуток «жизни» прибора произошла ка тастрофа и до момента наступления катастрофы вызовы не посту пали;
либо за первый промежуток «жизни» прибора не поступали вызовы и не было катастроф, за последующее восстановление при
бора не поступали плохие вызовы и не было |
катастроф, |
далее все |
|||
начиналось как бы заново; |
|
|
|
||
либо |
за первый промежуток |
«жизни» прибора поступил вы |
|||
зов, до поступления этого вызова не было |
катастроф, |
поступив |
|||
ший вызов не являлся |
плохим, далее все начиналось сначала. |
||||
При |
s j 0 из (7.2) |
находится |
p0=\\mP0(t) |
— стационарная |
|
|
|
|
/-»00 |
|
|
вероятность того, что система свободна от вызовов, а прибор ис правен,
Ро = [1 - e ß j - i ^ { і ^ ! > + Ф і е ( а ) } - 1 . |
(7.3) |
*
Б. Формулировка результата. Пусть порядок обслуживания вызовов — прямой. Обозначим через w{t) время, которое приш лось бы ждать вызову, если бы он поступил в систему в момент t (w(t) иначе называется возможным или виртуальным временем ожидания вызова).
Положим
|
|
|
со (s, t) = Me-swW |
и со (s, 0) = 0. |
(7.4) |
|||
Имеет |
место |
1. |
Пусть |
выполнено |
|
|
|
|
Т е о р е м а |
a ß i < L |
|
||||||
а) |
тогда возможное |
время |
ожидания, |
начинающееся |
с момен |
|||
та t, определяется |
|
соотношениями: |
|
|
|
|||
|
|
|
|
|
|
t |
|
|
|
СО ( S , t) |
= |
fc-a+^W j J |
_ g J |
e-[s-a+a$(s)]x PQ (x) dx |
— |
||
|
|
|
|
|
0 |
|
|
|
|
|
|
|
t |
|
|
|
|
|
— {1 — Ф (s)} J" e- |
[s-«+eßMl* P x (x) dx}; |
(7.5) |
|||||
|
|
|
|
о |
|
|
|
|
00 |
|
|
|
|
|
|
|
|
j e - s t Px (t) dt = |
{1 — ф (s + a — an (s))}-1 |
{1 — (s+ a — an (s)) x |
||||||
о |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
oo |
|
|
|
|
|
|
|
|
x j V " P e |
. |
|
(7.6) |
|
|
|
|
|
0 |
|
|
|
|
60