Оценка квантиля функции распределения времени задержки заявок в однолинейных системах массового обслуживания

Автор: Яновский Г.Г., Соколов А.Н.

Журнал: Инфокоммуникационные технологии @ikt-psuti

Рубрика: Технологии телекоммуникаций

Статья в выпуске: 3 т.6, 2008 года.

Бесплатный доступ

В статье предложен метод оценки квантиля функции распределения для однолинейных систем, в которых длительность обслуживания заявок подчиняется закону Эрланга. Данный метод позволяет вычислять квантиль функции распределения с приемлемой для практических задач точностью.

Короткий адрес: https://sciup.org/140191248

IDR: 140191248

Текст обзорной статьи Оценка квантиля функции распределения времени задержки заявок в однолинейных системах массового обслуживания

Однолинейная система массового обслуживания (СМО) с ожиданием служит хорошей моделью для изучения процессов функционирования многих элементов в сетях электросвязи. Целесообразность выбора экспоненциального закона для описания процесса обслуживания заявок не всегда подтверждается статистическими данными. С другой стороны, во многих случаях экспоненциальное распределение времени обработки заявок - B ( t ) позволяет получить верхние границы многих характеристик для исследуемой СМО. Соответственно, нижние границы можно получить, предполагая, что время обработки заявок постоянно.

Иногда различие между верхней и нижней границами столь существенно, что необходим более точный анализ СМО. Такая ситуация характерна, в частности, для функций распределения длительности задержки заявок - S ( t ) . Более точный анализ СМО может быть выполнен для модели, в которой распределение B ( t ) подчиняется закону распределения Эрланга k -го порядка. При k= 1 эта модель соответствует СМО вида M / M /1 в классификации Кендалла. Данная система позволяет получить верхние границы функции распределения S ( t ) • Если k →∞ , то модель соответствует СМО вида M / D /1, то есть системе с постоянным временем обслуживания заявок. Она используется для оценки нижней границы функции S ( t ). Подбирая величину k в диапазоне ∞>k ≥2 , можно хорошо аппроксимировать многие реальные законы распределения времени обслуживания заявок.

Свойства распределения Эрланга

Плотность распределения Эрланга k -го порядка - b ( t ) определяется следующим выражением [1]:

b ( t ) = k ^ ( k ^ t ) k 1 e-*^ (k 1)!

Среднее значение (математическое ожидание) времени обслуживания заявок - B (1) рассчитывается по такой формуле [1]:

B (1) = ц - 1 .

Для задач подбора формы распределения B ( t ) существенно то, что математическое ожидание времени обработки заявок не зависит от k . Преобразование Лапласа-Стилтьеса функции B ( t ) B * ( s ) представимо в следующей форме [2]:

B * ( s )

k μ s + k μ⎠

Подставив k = 1 , можно убедиться, что все параметры полностью соответствуют экспоненциальному распределению. При k →∞ очевидно, что дисперсия становится нулевой. Это справедливо для постоянного времени обработки заявок. Распределение в этом случае иногда называют вырожденным.

На рис. 1 показано семейство распределений b ( t ) для пяти значений к . Для всех кривых принято, что μ = 1 . Ход кривых свидетельствует, что они позволяют описать широкий класс распределений b ( t ) .

Рис. 1. Семейство распределений Эрланга k-го порядка

Коэффициент вариации времени обработки заявок для распределения Эрланга k -го порядка – C B определяется так [3]:

После ряда преобразований функция распределе-ниявремени задержки заявок в СМО вида M / E K /1 может быть представлено в таком виде [3]:

го

S(t) = (1 -р)ZИПЧкД)k(i+1) X i=0

Очевидно, что C B ≤ 1 . Выражения (2) – (4) позволяют рассчитывать многие характеристики СМО вида M / E K /1. Символ E K во второй позиции указывает на вид функции b ( t ) , определяемой выражением (2). Для модели вида M / E K /1 сложно получить функцию S ( t ) . Ее анализ необходим по той причине, что для многих устройств, представляемых в виде СМО, нормируется квантиль функции распределения времени задержки заявок. Поэтому расчет функции S ( t ) - важная для практических приложений задача.

X

i + 1

e" Z p j t i - j +1

j = 1

+ ( - 1) +1 e - k ^ t x

k ( i + 1)

X

Z Q j t k ' j

j = 1

Коэффициенты P j и Q j , входящие в формулу для искомого распределения, можно вычислить по формулам [2]:

Функция распределения времени задержки заявок

Преобразование Лапласа-Стилтьеса исследуемой функции S * ( s ) может быть представлено в редакции [3]:

S

го

(s) = (1- р )sZ i=0

( - 1) i X i (k ц ) k ( i + 1)

(s - X B1 (s + k ^ ) k (i + 1)

, (5)

где ρ – загрузка СМО, определяемая отношением интенсивности входящего потока заявок λ к интенсивности их обработки μ . Необходимое условие для работы СМО с ожиданием заключается в выполнении неравенства р 1.

Дробь под знаком суммы может быть представлена в виде отношения полиномов D 1 ( s ) и D ( s ) . Полином D ( s ) содержит кратные корни: s 1 = X и s 2 =- k ^ . В [3] для подобных случаев предложено правило нахождения оригинала, на основании которого функцию S ( t ) можно представить так:

го

S(t) = (1 - р)Z (-1)i Х\кц)k(i+1) X i=o(6)

xZ en Z Hn tmn - j - n=1

P _        ( 1) 'C . _ j (i+1 -j)!(X + kд)k(l+X)+j-1,        (9)

c 1,

Q, =------ —----—.

j ( k ( i + 1) - j )!( 2 + k ц ) i + j

Для выполнения расчетов по формуле (8) не-обходимоопределитьверхнийпредел суммирования по i . С этой целью целесообразно исследовать функции S ( t ) для систем M / E 2 /1, M / E 3 /1 и M / E 4 /1. Дело в том, что для этих СМО функцию S ( t ) можно получить в более простом виде, исключающем необходимость ограничивать число членов ряда.

Исследование СМО вида M / E 2 /1 , M / E 3 /1 и M / E 4 /1

Классический вид преобразования Лапласа-Стилтьеса функции S ( t ) определяется следующим выражением [1]:

S * ( s ) =

(1 - Р)s s - X + XB (s)

B ( s )

Подставляя в него соотношение для B ( s ) из

(3), для k = 2 можно получить:

Величина m n равна показателю степени полинома знаменателя - D ( s ) . Возможны всего два значения этой величины: i + 1 и k ( i + 1) . Коэффи-

S * ( s ) = —------ (1 Р)4 ^ ---------.

s 2 + s(4^ - X ) + 4ц(ц - X )

циенты H nj определяются в соответствии с правилами, приведенными в [2]:

Для СМО вида M / E 2 /1 корни знаменателя – s 1 и s 2 находятся в результате решения квадратного уравнения:

( j - 1)!(m n - j )! ds j -1

(s - sn )D1 (s)

*                          

D(s)

(X - 4 ц ) ± V X 2 + 8Хц         ....

s i,2 =------------ 2----------- .          (12)

Несложно убедиться, что оба корня – отрицательные величины при условии, что λ < μ . Те-

перь функция S ( t ) может быть представлена в следующей редакции:

S ( t ) = 1 -

stst s 1 e 2 - s 2 e 1 72 2 + 82^

Можно показать, что 0 S(t ) 1 . Вычисление функции S ( t ) для СМО вида M / E 2 /1 по формулам (12) - (13) позволяет приступить к задаче выбора верхнего предела суммирования по i в выражении (8). Предварительно целесообразно получить точные формулы для расчета S ( t ) в двух других СМО - M / E 3 /1 и M / E 4 /1. Для этих систем искомые выражения представимы в такой форме:

k

S(t ) =1 ^ A ( j k )exP[ s ( Ьk)t ] ,    (14)

j=1

где s ( j , k ) - j корень знаменателя выражения (10) для распределения Эрланга третьего и четвертого порядка ( k = 3, 4); величина A ( j , k ) на основании разложения Хевисайда [2] вычисляется следующим образом:

( P - l)(k Ц ) k [s ( j ,k ) + k Ц ]

A ( j , k ) r Ik + 1 , • (15) [ s( j , k ) + k ц ] - 2 k ( k ц )

В [4] показано, что для больших значений t функцию S ( t ) следует вычислять по приближенной формуле. Она получается из выражения (14) за счет замены суммы по j одним слагаемым. Это слагаемое выбирается за счет поиска минимального по модулю отрицательного корня знаменателя формулы (10) - величины s ( j , k ) .

Для исследования поведения СМО целесообразно оперировать дополнительной функцией распределения V ( t ) = 1 - S(t ). Такой подход эффективен для изучения «хвостов» распределений. На рис. 2 показаны результаты вычисления функций V ( t ) в системе M / E 3 /1.

Рис. 2. Результаты вычисления функции V ( t ) по точной и приближенной формулам

Расчеты выполнены для одного значения загрузки СМО: р = 0,1 . При более высокой загрузке расхождение кривых для расчета функции V ( t ) уменьшается. Ось времени нормирована относительно среднего времени обслуживания заявок, то есть на ней отложены величины, измеряемые произведением μt .

Очевидно, что ошибка вычисления функции V ( t ) падает с ростом t . Численные оценки относительной ошибки при расчете функции V ( t ) по приближенной формуле приведены в таблице 1. Она составлена для трех СМО вида M / E K /1 (при k = 2, 3, 4). Вычисления выполнены для двух значений загрузки: р = 0,1 и Р = 0,9 . Их можно считать границами диапазона реальных изменений загрузки СМО при проектировании систем, исследуемых методами теории массового обслуживания.

Таблица 1. Относительная ошибка оценки V ( t ) по приближенной формуле

μt

M / E 2 /1

M / E 3 /1

M / E 4 /1

Р = 0,1

Р = 0,9

Р = 0,1

Р = 0,9

Р = 0,1

Р = 0,9

1

3.41 x 10—’

2.69 х 10 - 3

3.28 x 10 - 1

2.08 x 10 - 3

2.52 x 10 - 1

9.56 x 10^

2

1.15 x 10 -

1.58 х 10 - 4

4.41 x 10 —2

-1.48 х 10 - 5

-1.62 х 10 - 3

-2.81x10 —5

3

4.40 х 10 - 2

9.35 х 10 - 6

2.49 x 10 - 3

-1.12 х 10 - 6

-3.49 х 10 - 3

5.15 x 10 - 7

4

1.74 х 10 - 2

5.51 x 10 —7

-9.57 х 10 - 4

-2.33 x 10 —9

1.65 x 10 —5

-5.92 х 10 - 9

5

6.99 х 10 - 3

3.25 x 10 - 8

- 3.80 х 10^

5.18x10 —10

6.91 x 10 —5

1.81x10 —11

Данные, приведенные в таблице 1, позволяют сделать два важных вывода, которые существенны для исследования СМО вида M / E K /1 . Во-первых, с ростом k ошибки при вычислении функции V ( t ) уменьшаются. Это означает, что дальнейшее исследование ошибок оценки функции V ( t ) по приближенной формуле для СМО вида M / E K /1 при к 4 не имеет практического смысла. Во-вторых, для выбранного диапазона изменения загрузки СМО при t 5B (1) для оценки значений функции V ( t ) можно использовать приближенную формулу. Относительная ошибка не превысит одного процента, что вполне приемлемо для решения практических задач. Следовательно, задача по выбору предела суммирования по i в формуле (8) интересна для такого диапазона изменения времени: 0 t 5 B (1) .

Вычисление функции распределения V(t) по точной формуле

Вычисление функции V ( t ) по точной формуле осуществляется только для тех значений времени, которые удовлетворяют условию t ^ 5B (1) .

Именно с учетом этого неравенства следует выбирать верхний предел суммирования по i в формуле (8) – N . При малых значениях загрузки СМО члены в сумме по i убывают очень существенно. Например, для р = 0,1 достаточно установить так N = 4 , чтобы при t 5B (1) ошибка в оценке функции V ( t ) не превышала одного процента. С ростом загрузки СМО необходимо увеличивать значение N . По этой причине исследование зависимости ошибок расчета функции V ( t ) от величины N целесообразно проводить для высокой загрузки СМО. Все технические устройства, исследуемые как СМО, не предназначены для работы с загрузкой свыше 0,9. Именно этот уровень ρ целесообразно выбрать для определения значения N .

На рис. 3 показано поведение функции V ( t ) при различных значениях N – от единицы до четырех. Расчеты выполнены для СМО вида M / E 3 /1 при р = 0,9 . Четыре кривые, построенные при разных значениях верхнего предела суммирования по i в формуле (8), показывают слабую зависимость ошибки в расчете функции V ( t ) от N при малых значениях t . Совершенно иная картина наблюдается при t >  2B (1) . Приемлемая ошибка в диапазоне t 5B (1) достигается при N 4 .

Рис. 3. Поведение функции V(t) при разных значениях верхнего предела суммирования по i в формуле (8)

Численные оценки относительной ошибки при расчете функции V ( t ) для семи значений N приведены в таблице 2. Она составлена для трех СМО вида M / E K /1 (при к = 2; 3; 4). Вычисления, как и для таблицы 2, выполнены при двух значениях загрузки: р = 0,1 и р = 0,9 . Все результаты получены для одной точки на оси «Время»: t = 5B (1) .

Таблица 2. Относительная ошибка оценки V ( t ) для t = 5B (1) по точной формуле

N

M / E 2 /1

M / E 3 /1

M / E 4 /1

Р = 0,1

Р = 0,9

Р = 0,1

Р = 0,9

Р = 0,1

Р = 0,9

1

-0.956

-0.841

-0.989

-0.816

-0.996

-0.798

2

4.152

-2.812

-1.589

27.199

-1.176

2.305

3

-0.015

-0.189

-0.034

-0.086

-0.060

-0.047

4

1.6 х 10 -4

0.021

2.2 х 10 -4

4.8 х 10 - 3

2.6 х 10 - 4

1.6 х 10 - 3

5

-1.1x10 6

-1.1x10 3

-7.5 х10 - 7

-1.3x10 - 4

-4.9 х10 - 7

-2.4 х10 - 5

6

4.7 х 10 - 9

4.2 х 10 - 5

1.5 х 10 - 9

2.2 х 10 - 6

4.9 х 10 - 10

2.0 х 10 - 7

7

-1.4 х 10 - 11

-1.1x10 6

-1.8 х 10 - 12

-2.3 x10 - 8

2.2 х 10 - 12

-8.9 х 10 - 10

Очевидно, что верхний предел в сумме по i при вычислении функции V ( t ) по формуле (8) можно установить как N = 5. Ошибка достигает максимума для СМО вида M / E 2 /1. По мере роста k абсолютная величина ошибки снижается. Это означает, что исследование модели M / E 2 /1 позволяет сделать ряд важных выводов относительно той ошибки, которая обусловлена выбором верхнего предела суммы по i при вычислении функции V ( t ), основываясь на формуле (8). Это утверждение относится к значениям t 5B (1).

Выводы

Получены соотношения, позволяющие рассчитывать функцию распределения длительности задержки заявок в СМО вид M / E K /1 . Приведены точная и приближенная формулы, для которых определена область использования и получены оценки ошибок при вычислении искомой функции.

Список литературы Оценка квантиля функции распределения времени задержки заявок в однолинейных системах массового обслуживания

  • Клейнрок Л. Теория массового обслуживания. М.: Машиностроение, 1979. -432 с.
  • Диткин В.А., Прудников А.П. Интегральные преобразования и операционное исчисление. М.: Наука, 1974.-407 с.
  • Соколов Н.А. Распределение длительности задержки заявок в однолинейных системах массового обслуживания//Модели распределения информации и методы их анализа. М.: Наука, 1988.-С. 15-20.
  • Васильченко А.И. Исследование задержек сообщений в общем канале сигнализации и определение их влияния на качество обслуживания абонентов ГТС. Авт. дис. к.т.н. М.: ЦНИИС, 1974.-21 с.
Статья обзорная