Файл: Казаков А.П. Технология и организация перегрузочных работ учебник.pdf
ВУЗ: Не указан
Категория: Не указан
Дисциплина: Не указана
Добавлен: 09.04.2024
Просмотров: 255
Скачиваний: 2
где |
7 П= Т0+ Тг + Т2+ ... + Тт — рассматриваемый период навига |
||||
ции |
(здесь |
Т0, Тъ Т 2, ..., |
Тт — число |
календарных дней, |
когда |
в сутки прибыло 0, 1,2, ..., т судов). |
|
|
|||
Средняя |
интенсивность |
входящего |
потока судов X = |
~ |
—1,27 судов/сутки.
Значения вероятности поступления заданного числа судов (пятый
столбец) определяем по уравнению Пуассона (155) при интервале t = = 1 суткам.
|
|
|
|
|
|
|
Т а б л и ц а |
8 |
Число |
|
Число дней |
Прибыло |
|
Значение |
Математическое |
||
|
прибытия |
Частость |
вероятности |
ожидание числа |
||||
прибытий |
судов с |
судов за |
по закону |
суток, содержа |
||||
судов |
k |
данным |
k |
время |
WK(i) |
Пуассона |
щих данное |
k |
в сутки |
Тк |
|
Тк |
|
РК(t) |
число судов |
||
|
|
|
|
мт |
|
|||
0 |
|
13 |
|
0 |
0,220 |
0,272 |
16 |
|
1 |
|
26 |
|
26 |
0,440 |
0,355 |
21 |
|
2 |
|
14 |
|
28 |
0,237 |
0,231 |
14 |
|
3 |
|
41 |
|
12 |
0,068) |
|
|
|
4 |
|
|
4 |
0,017 |
0,142 |
8 |
|
|
|
1 |
|
|
|||||
5 |
|
4 |
|
5 |
0,017[ |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
И т о г о |
59 |
|
75 |
0,999 |
1,000 |
59 |
|
Если количество суток (интервалов) с тем или иным числом поступ лений судов мало (второй столбец табл. 8), то такие интервалы рассмат риваются совместно. Например, в нашем случае могут быть объеди нены в один три последних интервала со значением Гк, равным 4; 1; 1.
Для оценки степени согласованности статистического WK и теоре тического Рк распределения по закону Пуассона применяются крите рии Пирсона, А. Н. Колмогорова и др. Наиболее часто употребляется метод Пирсона, который ввел критерий согласия %2, подсчитываемый по формуле
%2 = |
|
(Тк— 41т )2 |
(159) |
i—1 |
М т |
||
|
|
|
где Тк — число суток, в которые по наблюдениям прибывает данное число судов k (k = 0, 1,2, ..., m)\
M m — математическое ожидание числа суток, содержащих данное число k судов1;
п — число временных интервалов, содержащих количество судов от 0 до т, т. е. п = т + 1.
В каждом случае математическое ожидание
Mm = PK(t)Tn ( t = \ суткам).
1 Математическое ожидание случайной величины по смыслу близко к сред нему ее значению, поэтому его также называют средним значением случайной величины.
268
Умножив каждую вероятность (пятый столбец) на период поступ ления судов Ти = 59, получим математическое ожидание числа суток, содержащих число судов k (шестой столбец).
После определения %12 рассчитываем число «степеней свободы»:
С — п — s, |
|
где s — число условий (связей), налагаемых |
на опытные данные: |
сумма частостей равна единице; средние опытные и теорети |
|
ческие значения совпадают; опытная |
и теоретическая дис |
персия совпадают и т. дЯ |
|
По С и х2 с помощью специальных таблиц2 находим вероятность Р того, что величина, имеющая распределение х2 с С степенями свободы, превзойдет данное значение х2-
Если эта вероятность весьма мала, гипотеза отбрасывается как не правдоподобная. Если эта вероятность относительно велика (при Р ^ ^ 0,1), гипотезу можно признать не противоречащей опытным данным.
Определим значение критерия Пирсона для нашего случая по фор муле (159):
з |
(13 —16)2 |
(26-21)» |
t |
(14—14)2 |
(6—8)2 |
.о 25 |
Л |
16 |
21 |
‘ |
14 "г |
8 |
’ |
Определяем число «степеней свободы»:
С..4—3 = 1.
Вданном случае число временных интервалов п = 4, а число нало женных связей s = 3, т. е. должны выполняться все три ранее отмечен ных условия.
По таблице Пирсона находим для х2 = 2,25 и С = 1 вероятность
совпадения: при %2 = 1,642 Р — 0,2; при х2 = 2,71 Р = 0,1.
Следовательно, искомая вероятность Р при х2 = 2,25 малой не яв ляется. Поэтому гипотезу о том, что число поступающих судов рас пределено по закону Пуассона, можно считать правдоподобной.
Упрощенный способ оценки расхождения между теоретическими и статистическими частостями по критерию х2 предложен В. Рома новским.
Согласно этому способу расхождения между эмпирическими и те
оретическими частостями считаются существенными, если отношение |
|||||
_ Г |
у2 |
Г |
3, то расхождения можно считать слу- |
||
-—=7- ^ 3; если же |
|
^ < |
|||
2 С |
г 2 С |
|
|
|
|
чайными и несущественными. |
|
|
|
||
В нашем примере |
|
|
|
|
|
|
|
= |
2 ’ |
1- = 0,88 < |
3. |
|
У2С |
/2 - 1 |
|
|
|
1 В м атем ати ческ ой |
стати сти к е ди сп ер си я — м ера |
р ассеи в ан и я (отклон ен ия |
|||
от ср е д н ег о ). |
|
|
|
|
|
2 Е . С. В е н т ц е л ь . |
Т еор и я в ероятн остей . М ., « Н аука », 1964. |
269
Основные выводы теории массового обслуживания применимы не только к потоку судов, но и к потоку вагонов, поступающих под об работку в порт. В этом случае в качестве транспортных единиц прини маются отдельные подачи, характер поступления, которых на грузовые пути во многих случаях близко согласуется с пуассоновским потоком.
§ 51. Время ожидания судами начала грузовой обработки
Системы массового обслуживания подразделяются на два типа: а) системы без отказа (без потерь, с ожиданием), в которых требо вания (заявки) на обслуживание не покидают систему (не выбывают из
очереди) до конца обслуживания; б) системы с отказом, в которых требования (заявки), поступающие
в момент, когда все обслуживающие аппараты заняты, покидают си стему и в дальнейшем в обслуживании не участвуют.
Работу порта в большинстве случаев можно рассматривать как об служивающую систему без потерь, так как прибывшие в порт под об работку суда при отсутствии свободного причала становятся в очередь и ждут освобождения какого-либо причала. Поэтому основные мате матические зависимости теории массового обслуживания по опреде лению времени ожидания начала обслуживания заявки применимы в определенных условиях и к работе порта.
Искомые зависимости будем устанавливать из следующих условий: а) обслуживающей системой является порт (грузовой участок), состоящий из п = 1, 2, 3, ... однотипных специализированных при
чалов; б) входящий поток судов является простейшим (пуассоновским),
характеризующимся параметром X (средним числом судов, поступа ющим в порт под обработку в единицу времени — за сутки);
в) время грузовой обработки судна /гр распределяется по показа тельному закону;
г) каждым причалом одновременно может обслуживаться только одно судно;
д) суда обслуживаются в порядке очередности поступления в порт и не покидают его до конца обслуживания;
е) очередь не должна расти безгранично, что определяется условием п > ^ гр, где величина Ktrp представляет собой минимальное число при чалов, необходимое для обслуживания поступающих в течение суток судов.
Я/ При простейшем потоке судов, п причалах в порту и - 3 < 1 сред
нее время ожидания начала грузовой обработки судна t0ж составит
O'-tгр)” ^гр______________ |
( 160) |
||
(п-1)! ( п - ^ Гр)2 -у1(Мгр)* |
(^гр)" |
||
|
|||
.* = О k l |
+ ( « — 1)1 (Я — /ЛГр) |
|
270