Файл: Голенко Д.И. Статистические модели в управлении производством.pdf
ВУЗ: Не указан
Категория: Не указан
Дисциплина: Не указана
Добавлен: 11.04.2024
Просмотров: 176
Скачиваний: 0
Из полученного результата следует, что вероятность вырождения процесса 1—P{zn>0} =q слабо зависит от/
и с возрастанием числа поколений вероятность его окон чания обратно пропорциональна п. Распределение веро ятностей {zn} для любого значения п, вообще говоря,
однозначно определяется по распределениям вероятно стей возможных исходов для каждой а-вершины, если таковые имеются (ниже мы рассмотрим метод получе ния таких распределений вероятностей). Однако полу чение указанного распределения для {zn} приводит к
очень громоздким результатам, трудно поддающимся обработке, поэтому в теории ветвящихся процессов чаще пользуюся предельными асимптотическими формулами, имея в виду, что основные выводы могут быть сделаны на основании этих формул, минуя распределение веро ятностей {zn}. Определение предельных асимптотиче
ских распределений (5.3.11) и (5.3.13) для случая m z = l дает возможность надеяться на получение стационарно го распределения вероятностей в общем случае, т. е. ког
да тхф\, |
в частности для представляющего |
большой |
||
практический интерес случая тг~>\. |
Это именно тот слу |
|||
чай, когда |
речь идет о выполнении |
«задельных» |
научно- |
|
исследовательских работ. |
Будем искать распределение |
|||
в виде: |
|
|
|
|
|
|
оо |
|
|
|
щ= |
2 щ рц І |
|
(5.3.14) |
г = 1
где pij определено согласно (5.3.4). В соответствии с (5.3.4) распределение {щ} есть любое неотрицательное решение уравнения (5.3.14); более того, существует про изводящая функция
n(s)= І щ&* > |
(5.3.15) |
j=i |
|
аналогичная введенной вначале производящей функции (5.3.5.) При некоторых условиях щ удовлетворяет функ
циональному уравнению Абеля |
[5.17] вида |
|
|
|
jt[f(s)]=n(s) + l , |
(5.3.16) |
|
Известно, что если решение я ( 5 ) из (5.3.16) |
допуска |
||
ет разложение |
в степенной ряд с неотрицательными ко |
||
эффициентами, |
то зі] образуют |
стационарное |
распреде |
ление. Существование такого |
распределения |
вероятно |
|
стей для любого поколения, описываемого с |
помощью |
ветвящейся структуры D(A,V) процесса, означает нали чие в нем устойчивых состояний, практически не завися щих от начальных условий. К этим устойчивым состоя ниям и стремится исследуемый процесс. Очевидно, наи больший практический интерес представляет случай па раллельного развития нескольких направлений процесса
создания сложного комплекса, т. е. случай, когда m z > l |
||
(соотношение 5.3.1). |
|
|
Можно показать, что существует множество стацио |
||
нарных распределений |
вероятностей, |
удовлетворяющих |
исходной производящей |
функции (5.3.5). Покажем это |
|
на примере, дав в конце настоящего |
раздела соответст |
вующую интерпретацию полученному результату. Пусть
оо — целая функция, имеющая |
период, равный 1, и удов |
||||
летворяющая условию |
(о(0)=0. Для любого действи |
||||
тельного и положительного числа а функция na{s) |
мо |
||||
жет |
быть выражена как na(s) |
=jt(s) +aco(rc(s)). |
При |
||
этом она удовлетворяет |
(5.3.16) и допускает разложение |
||||
в степенной ряд |
оо |
когда \s\<q=l—P(zn>0). |
Оче- |
||
2,XjSi, |
|||||
|
|
У=і |
|
а коэффициенты щ + аХ} |
|
видно, при достаточно |
малых |
||||
в |
разложении |
na(s) |
неотрицательны, но отличаются |
от первоначально введенных itj. Следовательно, сущест вует не одно стационарное распределение {я^}, а целое множество, и вопрос о неоднозначности решается в дан
ном случае |
положительно. |
|
|
|
Приведем конкретный пример. Пусть f(s) |
— —~rs <7<1, |
|||
т= |
— > 1 . Нетрудно видеть, что при этом ^Яі^= .'о т J |
~*, |
||
|
q |
|
/log |
т |
я ( 5 ) |
= 1ое |
/logm. Воспользовавшись |
свойством |
це- |
|
|
1—ms |
|
|
лых функций, в разложении которых коэффициенты сте пенного ряда выражаются в виде интегралов, получаем
Xj = —М |
со{С log f — ? 4 г г ' |
г Д е |
С= |
1 |
к подынтег- |
|||
2т |
J |
\1—ms}) |
sJ + |
|
|
l o g m |
|
|
ральная |
функция ограничена. Причем, если М(г) — мак |
|||||||
симум |
модуля целой |
функции |
(г — радиус |
интегрирова |
||||
ния), |
то |
согласно неравенству |
Коши |
первоначальное |
||||
выражение Xj можно |
записать |
в виде [5.20]: |
|
|||||
|
|
1 |
. г |
dx |
|
Щг) |
|
|
15. Д . И . Голенко |
225 |
Таким образом, когда f(s) выражается, как это было дано выше, неоднозначность очевидна, ибо для f(s) су ществует выражение, определяемое через sin(2n£s), откуда непосредственно следует факт существования не однозначности. Интерпретация этого результата может быть следующей.
Устойчивость |
процесса |
становится проблематичной, |
если нарушается |
условие |
m z = l , постулированное при |
формулировке стохастической сетевой модели. Разуме ется, реальное существование неустойчивых процессов, когда т 2 > 1,2„->-оо, в данном случае трудно проверить на практике. Однако можно себе представить ситуацию, когда в ущерб основному направлению разработки не оправданно развиваются побочные направления. Это со ответствует рассмотренному случаю m z > l . В реальных условиях ограниченных ресурсов указанное обстоятель ство может привести к невыполнению поставленных це лей. Сведения относительно таких процессов могут быть получены при более глубоком исследовании последова тельности {zn} при других предпосылках, в частности учитывающих ограниченность ресурсов.
Исследование стохастических сетей с контурами. Рас смотрим возможность распространения приведенных ма тематических схем на более широкий класс отображае мых процессов проектирования и создания сложных комплексов, моделируемых альтернативными сетями ти пов I I и IV (§ 5.2). В процессе создания сложных си стем большое место занимают операции, приводящие в случае их отрицательного исхода к повторным циклам. Подобного рода ситуации возникают при сборке и испы тании отдельных блоков и узлов, проведении функцио нального контроля системы, профилактических работ, функциональной стыковке подсистем и т. п. По своей вероятностной природе эти операции имеют большое сходство с испытаниями по схеме Бернулли, которая с помощью стохастической сети изображена на рис. 5.3.1,а. Как следует из рис. 5.3.1, введение в сетевую стохасти ческую модель подобных элементов, наглядно отобра жающих существо повторяющихся операций, приводит
кобразованию контуров и петель, затрудняющих анализ
ирасчет такой модели. Для определения вероятностей возможных исходов в этом случае может быть использо ван подход, изложенный в работе [5.24] и основанный на
методах теории цепей Маркова [5.18]. Рассмотрим при меры стохастических сетевых фрагментов, изображенных на рис. 5.3.1,6 и в. Применяя ^-преобразование к стоха стической матрице переходных вероятностей, соответст-
б
Рис. 5. 3. 1. Фрагменты стохастических сетей.
вующей цепи Маркова для альтернативной сети в слу
чае б, получаем: |
|
0 |
0 |
0,6 |
0,4 |
||
0 |
0 |
0,98 |
0,02 |
0 |
0 |
0 |
1 |
0 |
0 |
1 |
0 |
15* |
227 |
|
|
1-0,62 |
1-0,62 |
(1-2) (1-0,62) |
(1-2) (1-0,62) |
|||||||||||
|
|
|
|
0 |
|
|
1 |
|
|
0,98 |
|
|
0,02г |
|
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
1-2 |
|
|||
(І-гР) |
= |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
|
|
|
|
|
|
|
1 |
|
|
|
|
|
|
||
|
|
|
|
0 |
|
|
0 |
|
|
|
|
|
О |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
1-2 |
|
|
|
|
|
|||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
0 |
|
|
0 |
|
|
о |
|
|
|
1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
1^г~ |
|
||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
|
0 |
|
0 |
147 |
1 |
|
|
|
1 |
2 |
49 |
|
1 |
|
|
|
|
|
150 |
50 |
|
|
3 ~ |
30 |
— |
30 |
|
|||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||
Я [ и ] = 1 - |
0 |
|
0 |
40 |
|
1 |
|
+(0,6)"- |
0 |
0 |
0 |
|
0 |
+ |
||
|
50 |
|
50 |
|
||||||||||||
|
|
0 |
|
0 |
1 |
|
0 |
|
|
|
0 |
0 |
0 |
|
0 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||
|
|
0 |
|
0 |
0 |
|
1 |
|
|
|
0 |
0 |
0 |
|
0 |
|
|
|
|
|
|
|
|
0 |
- |
2 |
49 |
|
1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
3 |
75 |
|
75 |
|
|
|
|
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
|
|
|
+ |
Д1[и] |
|
0 |
|
1 ~ |
49 |
|
1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
50 |
" |
50 |
|
|
|
|
|||||
|
|
|
|
|
|
|
0 |
|
0 |
0 |
|
0 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
0 |
|
0 |
0 |
|
0 |
|
|
|
|
|
|
Я [л] = |
1 .р+ |
(0,6)»- Яо+ДІ [п] -Ні ; |
|
|
|
|
|
|||||||
|
|
|
= я 4 [0] • |
{Pi•+(0,6)" |
(0) |
|
|
|
|
|
|
|||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||
|
|
Для |
случая |
в |
имеем: |
|
|
|
|
|
|
|
||||
|
0 |
1 |
1 |
|
0 |
|
0 |
|
|
|
0 |
0 |
3 |
1 |
|
1 |
|
2 |
2 |
|
|
|
|
|
5 |
5 |
|
5 |
|||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||
|
1 |
0 |
0 |
|
1 |
|
1. |
|
|
|
0 |
0 |
1 |
2 |
|
2 |
|
3 |
|
3 |
|
3 |
|
|
|
|
|||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
5 |
5 |
|
5 |
|||||
Р= |
|
|
|
|
|
|
|
; |
Щп] |
|
|
|
|
|||
0 |
0 |
1 |
|
0 |
|
0 |
|
0 |
0 |
1 |
0 |
|
0 + |
|||
|
|
|
|
|
||||||||||||
|
0 |
0 |
0 |
|
1 |
|
0 |
|
|
|
0 |
0 |
0 |
1 |
|
0 |
|
0 |
0 |
0 |
|
0 |
|
1 |
|
|
|
0 |
0 |
Q |
0 |
|
1 |
|
1 |
|
_ |
/ 6 + 6 _ |
/ 6 + 1 |
/ 6 +1 |
|
2 |
4 |
|
20 |
10 |
10 |
|
|
1 |
|
/ 6 + 1 |
/ 6 + 6 |
/ 6 + 6 |
V6 |
6 |
2 |
|
10 |
10 |
10 |
0 |
0 |
|
0 |
0 |
0 |
|
|
|
|||||
|
0 |
0 |
|
0 |
0 |
0 |
|
0 |
0 |
|
0 |
0 |
0 |
|
1 |
/ 6 " |
/ Г --6 |
/ 6 ~ - l |
/ Г — і |
||
|
2 |
4 |
20 |
|
10 |
10 |
|
|
/ 6 " |
|
/ 6 — 1 / 6 — 6 |
/ 6 - 6 |
|||
+ |
6 |
|
10 |
|
30 |
30 |
|
|
|
|
|
|
|
||
|
о |
|
0 |
|
|
0 |
0 |
|
о |
|
0 |
|
|
0 |
0 |
|
о |
|
0 |
|
0 |
0 |
|
Н[п] |
= \-Р+ |
Яо + |
1 |
\ |
" |
Ни |
|
У6~ 1 |
|
|
|||||
|
У6 |
|
|
||||
пц[п] |
=jti[0] {рц+ |
1 |
%+ (- |
|
|
|
} |
|
|
|
|
||||
|
\ |
У6 |
|
У6 / |
|||
|
|
|
Рассмотренный пример показывает, что несмотря на кажущуюся громоздкость получаемых матриц, преобра зование последних на ЭВМ не представляет трудностей ввиду большого количества в них нулевых элементов. Однако при исследовании стохастической сетевой моде ли необходимо кроме вероятностей исходов определить среднее время выполнения повторяющихся операций, а также стоимостные и другие ресурсные параметры. Воз никает задача замены этих операций некоторыми экви валентными в смысле времени выполнения, стоимости и других параметров.
Рассмотрим вариант задачи с использованием вре менного эквивалента. Пусть каждый повторный цикл испытаний характеризуется временем t2 или функцией распределения вероятностей f{U), а продолжительность операций, непосредственно следующих за альтернатив-