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.