Файл: Воркут А.И. Автомобильные перевозки партионных грузов учеб. пособие.pdf
ВУЗ: Не указан
Категория: Не указан
Дисциплина: Не указана
Добавлен: 08.07.2024
Просмотров: 133
Скачиваний: 0
Составление графиков работы автомобилей можно не сколько упростить, если расчеты проводить по условно постоянной скорости движения автомобиля вне зоны заво за грузов, а потери времени из-за снижения скорости в пунктах погрузки и разгрузки условно относить ко време
ни простоя. |
|
|
|
|
простоя |
по |
|||
В общих затратах времени удельный вес |
|||||||||
движного состава возрастает |
с увеличением числа заездов. |
||||||||
Время простоя автомобиля tp,MUH |
|
|
|
|
|||||
под |
погрузкой |
и разгруз |
|
|
• |
0 |
У |
||
Vr,КМ/Ч |
|
|
|
|
|
0 |
|
||
25 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
20 |
|
|
|
|
|
У Ъ |
’ М 5*0,067др |
||
15 |
|
|
|
|
У |
|
|
|
|
Ю |
|
|
|
|
У |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
50 |
1 |
|
|
11ии,км |
25 |
50 |
75 |
др ,кг |
|
Рис. |
39. |
Изменение техничес |
Рис. 40. Зависимость времени про |
||||||
кой |
скорости |
движения в |
стоя автомобиля в пунктах завоза |
||||||
зависимости от |
расстояния |
от размера партии груза. |
|
|
|||||
пробега |
автомобиля |
между |
|
|
|
|
|
||
смежными пунктами |
завоза |
|
|
|
|
|
|||
грузов. |
|
|
|
|
|
|
|
|
кой в случае развоза грузов может быть определено по формуле (43) или (44).
При доставке очень малых партий грузов раздельное наблюдение технологического и дополнительного на каждый заезд подготовительно-заключительного времени в пунктах завоза нецелесообразно, так как они часто перекрываются. В этом случае проще определить суммарные простои при разгрузке в каждом пункте завоза, а затем с целью опре деления зависимости этого времени от размера завозимой партии грузов условным расчетом найти затраты техноло гического и подготовительно-заключительного времени.
Принимая во внимание рассмотренные ранее зависимос
ти, суммарные затраты времени |
|
tp = tr,g p + t3, |
(148) |
где tr.B — затраты технологического времени на разгрузку единицы весового количества груза.
168
На рис. 40 приведена выравненная расчетная линей ная зависимость времени простоя автомобилей-цистерн в пунктах завоза молока от размера партии груза и данные хронометражных наблюдений. На простой автомобиля в каждом пункте при мелкопартионном развозе существен но влияют случайные факторы. При этом, конечно, и сум марные затраты времени на выполнение работы в конкрет ных случаях будут различны. Для практических целей важно установить допустимые отклонения, в пределах которых гарантируется с большой вероятностью прибытие автомобиля в заданные пункты.
Если число заездов невелико, то с учетом возможного стечения худших обстоятельств, можно планировать затраты времени на простой автомобиля в каждом пункте завоза по максимальному наблюдаемому простою, но уже при числе за ездов свыше 10— 15 это допущение существенно искажает ожидаемое время прибытия. Оно не может быть принято потому, что в этом случае маловероятно последовательное повторение неблагоприятных условий.
Допустимые отклонения в общем случае могут быть установлены методами теории вероятности. Мерой колебле мости признака служит его среднее квадратичное отклоне ние, которое равно корню квадратному из его дисперсии.
По данным хронометражных наблюдений можно полу чить характеристики распределения средних скоростей и времени простоев в пунктах завоза. Однако возможные за траты времени на доставку грузов в п-и пункт необходимо устанавливать для суммы, составленной из времени движе ния и простоя в п — 1 пунктах завоза груза.
Принимая во внимание, что дисперсия суммы независи мых слагаемых равна сумме их дисперсий, можно с заданной
вероятностью гарантировать, что допускаемое |
отклонение |
|
находится в пределах |
|
|
|
+ Д/ = ftjGj и — At — k<pT, |
|
где |
и &2 — коэффициенты, принимаемые в |
зависимости |
|
от установленной вероятности |
нахождения |
|
затрат времени в пределах расчетных; |
|
|
от — среднее квадратичное отклонение затрат вре |
|
|
мени на транспортный процесс. |
|
На развозйчных маршрутах с большим числом заездов |
||
ввиду |
значительного удельного веса в общих затратах вре |
|
мени |
простоев и их весьма существенных отклонений от |
169
средних рассеиванием значений технических скоростей мож но пренебречь.
Тогда •
п« йр - tpi)2
|
/= 1 |
т |
(149) |
/=1 |
|
||
|
|
||
|
|
|
где tp — средний простой автомобиля в пунктах завоза, мин: tpj — простой в пункте завоза при /-м наблюдении, мин;
т— число проведенных хронометражных наблюдений простоев автомобилей в пунктах завоза.
При прогнозировании затрат времени на меняющихся маршрутах случайную величину tp[ необходимо связывать с двумя случайными факторами — складывающимися ор ганизационными условиями в пунктах завоза и с размерами завозимых партий грузов в каждый пункт завоза, для
"з
которых наложено ограничение только на сумму ^ (§Pi + i—\
+ ёы) = <?Тст и известно число заездов п3. В этом случае следует ожидать, что распределение вероятностей случай ной величины tpi является двумерным.
На рис. 41 показан график распределения простоев автомобилей на трех маршрутах развоза молока, включающих соответственно 49, 35 и 32 пунктов завоза грузов. Приве денные данные наблюдений простоев автомобилей в пунктах завоза хорошо описывает распределение по закону Макс велла при исходном двумерном законе Гаусса, что под тверждает правильность нашей предпосылки.
Так как ожидаемые продолжительности простоя авто мобиля в пунктах завоза есть не что иное, как математиче ские ожидания этой продолжительности, то математическое
ожидание Т любого параметра Т, являющегося суммой вели чин вида tpi, есть сумма математических ожиданий слагае мых, т. е. I,tpi. Остается оценить вероятности отклонения
величины Т от своего математического ожидания Т, если дис персия о2т уже известна. Для этого необходимо знать за
кон распределения величины Т, т. е. вероятность того, что
Т |
меньше любой наперед заданной величины я. Так |
как |
Т |
есть сумма независимых случайных величин вида |
tpi, |
то, если число слагаемых (заездов) в этой сумме довольно велико, скажем, достигает нескольких десятков, по извест ной теореме Ляпунова сумма имеет распределение, близкое
170
к нормальному. Это значит, что искомая вероятность может быть представлена формулой
|
|
|
|
|
|
|
|
|
, |
_ Jfrp*. |
|
|
|
|
||
|
|
P { T < x ] ~ - ^ |
h |
r |
) j |
|
|
20? dx• |
|
<15°) |
|
|||||
Используя |
|
|
функцию |
mj,mf |
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
Лапласа |
|
|
* |
|
|
ч V |
|
|
, |
|
|
j |
|
|||
ФМ= I |
2л |
2 dx’ |
|
п |
|
|
|
|
||||||||
$j е |
|
jj / |
|
|
|
|
! |
|
||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
| |
|
находим |
|
|
|
|
(151) |
|
1 / |
|
|
\ |
|
|
1 |
|
||
|
Р { Т < х } |
= |
|
|
/ |
|
/ |
|
|
|
|
|
||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
~ Ф |
|
|
х ~ Т |
|
/ |
|
|
|
|
\- |
|
|
|||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
1 |
|
|||||
а потому значение |
вероят |
|
|
Ь- |
|
|
|
|
||||||||
|
|
а |
|
|
|
|
I |
|
||||||||
ности попадания случайной |
|
N |
/ |
- |
У |
|
1 |
\ |
||||||||
величины |
Т |
|
в |
интервал |
|
- |
|
|
||||||||
|
|
|
|
|
|
V |
|
|
|
|
||||||
(Т\, Т2) может быть найдено |
|
I г? |
|
|
X \ |
|
|
|
|
|||||||
по следующей формуле: |
|
[ |
|
V |
|
У |
|
|||||||||
Р { ТХ< Т < Т 2) = |
|
|
, |
/ |
||||||||||||
_ J_ |
|
|
Т, |
|
|
|
У |
|
|
N |
Д |
|
||||
Ф |
|
|
|
|
|
|
|
\ |
|
|
|
|||||
“ 2 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
й |
|
|||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
— Ф |
74 ■ |
|
|
(152) |
|
Рис. 41. |
График распределения про- |
|
||||||||
|
|
(7j. |
|
|
|
|
стоев автомобилей в пунктах завоза: |
|
||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||
По |
формуле |
(152) |
|
1 — по данным наблюдений |
на трех мар |
|
||||||||||
|
шрутах; II — |
|
не |
|
распределе |
|
||||||||||
трудно найти, |
|
имея |
табли |
|
теоретическое |
|
||||||||||
|
|
ние; |
/, 2% 3 — наблюдаемое распределение |
|
||||||||||||
цы функции Ф, |
вероятности |
|
простоев автомобилей на маршрутах. |
|
||||||||||||
|
|
|
|
|
|
работы |
авто |
|
||||||||
различных |
отклонений параметра Т графика |
|
||||||||||||||
мобиля. |
Как |
видно из формулы, |
для |
определения этой |
|
|||||||||||
вероятности достаточно найти отношение интересующего |
|
|||||||||||||||
нас отклонения величины |
Т |
к |
квадратному |
корню из ее |
|
|||||||||||
дисперсии, |
т. |
е. |
найти критическое отношение |
|
|
|
|
Т — Т |
(153) |
|
При малом числе слагаемых tp[, т. е. в случае малого числа заездов, допущение о нормальном распределении
171
суммы 2 tpi не может быть принято. Так, если число заездов составляет 1—5, то более правильным будет принять, что распределение суммы сохраняет закон распределения ее составляющих, в рассматриваемом случае распределение Максвелла при исходном двумерном законе Гаусса, а с увеличением числа заездов все больше приближается к нормальному.
И в первом, и во втором случаях, пренебрегая рассеи ванием технических скоростей, можно с достаточной для практики точностью гарантировать, что время прибытия автомобиля не будет отклоняться от полученного расчетом по средним простоям и техническим скоростям за пределы.
(154)
Коэффициент k T, принимаемый в зависимости от уста
новленной вероятности нахождения затрат времени в пре делах расчетных, может быть выбран по таблицам инте гральной функции соответствующего распределения.
С ростом значения коэффициента kT увеличивается ве
роятность нахождения затрат времени в установленных пределах. Для практики важно определить наименьшее допускаемое отклонение, однако гарантирующее выполнение графика с большой вероятностью.
Если распределение затрат времени как случайной ве личины подчиняется нормальному закону, значения коэф фициента kT могут быть выбраны по следующим данным:
Значение коэффициента |
0,5 |
1,0 |
1,5 |
2,0 |
2,5 |
3,0 |
|
Вероятность |
нахождения |
|
|
|
|
|
|
затрат времени в пределах |
38,3 |
68,3 |
86,6 |
95,4 |
98,8 |
99,7 |
|
расчетных, |
% |
Таким образом, можно сделать следующие выводы. При kT = 1 прибытие подвижного состава в установленное пре
делами время может ожидаться в 68,3% случаев; при kT =
— 2 — в 95,4%, а уже при kT = 3 практически не должно
быть случаев выхода затрат времени за установленные пре делы.
Допустимое отклонение затрат времени для определения взаимоотношений с клиентурой может быть рассчитано по
172