Файл: Шабалин Н.Н. Оптимизация процесса переработки вагонов на станциях.pdf
ВУЗ: Не указан
Категория: Не указан
Дисциплина: Не указана
Добавлен: 10.07.2024
Просмотров: 96
Скачиваний: 0
большими с математическим ожиданием 1/1,2 = 0,833,. а интервалы второго сравнительно малыми с математи ческим ожиданием 1/4,8—0,208. Средний интервал ре зультативного потока
7= 0,2 • 0,833+ (1—0,2) 0,208 = 0,33.
Если С = 0,5, то интенсивности исходных потоков будутодинаковыми >.i = A2=2-0,5-3 = 3 и с одинаковой веро ятностью 0,5 будут чередоваться интервалы обоих по токов с показательным распределением и коэффициен том вариации, равным единице. Подсчеты по формуле-
(10) |
показывают, что |
при С = 0 , 2 коэффициент вариа |
ции |
интервалов будет |
1,45, а при С = 0,5 он равен еди |
нице. Для аппроксимации потока, например с коэффи
циентом вариации |
V = l , 2 и интенсивностью |
Я,=3, сна |
||||
чала |
по формуле |
(11) находим |
С — 0,3. |
Затем |
подстав |
|
ляем |
полученное |
значение в |
формулу |
(9) |
и |
получим; |
формулу для определения плотности распределения ин
тервалов в заданном |
потоке |
f(t) = |
О ^ е - 1 . » + 2,94e-4 -2 ' , |
при помощи которой можно построить и кривую рас пределения.
т.
5,0
Л/= 1,5 ^•1,1
|
|
3,0 |
|
|
|
|
|
|
2,0 |
|
|
|
|
Рис. 8. |
Плотность |
1,0 |
|
|
|
|
распределения ин |
|
|
|
|
||
|
|
|
|
|
||
тервалов по гипер |
|
|
|
|
|
|
экспоненциал ь н о- |
|
t |
|
|
|
|
му |
закону |
0,2 |
Ofi |
0,6 |
0,8 |
1,0 t,4 |
|
|
25-
Н о р м а л ь н о е р а с п р е д е л е н и е широко при меняется в самых различных областях. Плотность рас пределения имеет вид
где t — математическое ожидание;
а — среднее квадратическое отклонение.
Область значений нормально распределяемой слу чайной величины есть вся числовая прямая. Но так как -интервалы в потоках прибытия поездов не могут быть •отрицательными, то аппроксимировать их нормальным распределением можно в случае, когда коэффициент вариации не превышает 0,33. В этом случае согласно правилу трех сигм в положительной области будут на ходиться практически все интервалы. Вероятность тото, что интервал попадет в область отрицательных зна чений, определится из зависимости
— со
тде Ф* — табулированная функция нормального рас пределения.
Q |
1 |
1 |
Здесь |
-у- |
= — выражает расстояние центра рассеива |
ния до начала координат, представленное в средних квадратических отклонениях. Так, если коэффициент вариации интервалов составляет V = 0,4, то верхний предел интегри рования будет равен величине —2,5, т. е. расстояние от начала координат до центра рассеивания составляет 2,5а. •Согласно таблице нормальной функции распределения ве роятность отрицательных значений интервалов будет
Я ( К 0 ) = Ф * ( - 2,5) = 0,0062, или 0,62%.
При У = 0 , 3 3 расстояние от начала координат до цент ра рассеивания уже будет равно За и вероятность по
падания |
интервалов в область |
отрицательных |
значе |
||
ний составит только 0,14%. |
|
|
|
||
Нормальным законом распределения можно аппрокси |
|||||
мировать |
распределения |
случайных .величин |
при |
малых |
|
.-значениях |
коэффициентов |
вариации |
интервалов. |
При этом |
.26
значительно упрощаются вычисления, появляется возмож ность использовать специальные таблицы дифференциальных и интегральных функций нормального распределения. Заме на эрланговских распределений (и гамма-распределений) нормальным осуществляется из следующих условий. Из вестно, что среднее значение интервала при распределениях
Эрланга порядка К имеет вид t = •—, а среднее квадратическое отклонение о = ^ ^ _ . Если подставить эти пара метры в формулу плотности нормального распределения
(12), |
то получим |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
/(/) = ^ г » Д ( |
' ^ . |
|
|
(13) |
|||
Вычисления |
по |
этой |
формуле |
значительно |
проще,, |
||||
чем |
по формулам |
(5) |
и |
(7). На |
рис. |
9 приведены |
кри |
||
вые |
плотности |
распределения |
интервалов по |
закону |
|||||
Эрланга (кривая Э) порядка /С=9 и нормальному |
(кри |
||||||||
вая N) с тем ж е коэффициентом |
вариации V = 0 , 3 3 |
для |
|||||||
интенсивности |
потока |
Я = 4 , т. е. |
при |
среднем |
£ = 0 , 2 5 . |
Ординаты линии эрланговского распределения опреде
лены |
по |
формуле |
(5), |
а линии |
нормального |
распреде |
|||
ления |
по |
формуле |
(13) |
или |
по |
таблице |
функций |
f'(t) |
|
нормального распределения |
с параметрами t = 0 и |
a = L |
|||||||
|
|
W\ |
I |
JTZ~] |
Г~ |
I |
I |
Рис. 9. Плотность |
|
|
|
|
|
||
распределения |
ин |
|
|
|
|
|
|
тервалов |
по |
нор |
|
|
|
|
|
мальному |
(N) |
и |
|
|
|
|
|
эрланговскому |
(Э) |
|
|
|
|
|
|
закону |
0J |
0,2 |
0,3 |
0,4 |
0,5 |
t,4 |
|
|
|
27
В последнем случае ордината получается из зависимости
/ ( 0 = 4 - / ' ^ ' "
Здесь по полученной в скобках величине находится значение функции по таблице. Для нашего случая среднее квадратическое отклонение при заданном коэф фициенте вариации 0,33 составит а = 0,33 -0,25 = 0,083. Для значения, например £ = 0 , 3 , по таблице находим
|
f |
|
(^^=^) = |
/ ' ( ° . 6 ) = 0 . 3 3 3 |
|
|
и значение ординаты определится |
|
|||||
|
|
|
/(*) = —^-0,333 да 4. |
|
||
|
|
|
J |
0,083 |
|
|
В ряде |
случаев |
для приближенных расчетов |
рекомен |
|||
дуется |
заменять |
нормальным распределением |
эрлангов- |
|||
ское при К^Ь |
[10]. |
|
|
|
||
Целесообразно иметь в виду следующие особенности |
||||||
нормального распределения. |
Если в формулу (12) подста |
|||||
вить t = 7, то получим |
максимальное значение |
ординаты, |
||||
которое |
равно |
|
1 |
0,4 |
|
^ |
— т = д а |
— , а если подставить значение абс- |
циссы точки перегиба кривой, т. е. t = t + с, то получим
<2,43 п
ординату точки перегиба, равную-^—. Вероятность попада
ния в область от t — а до t + а равна |
0,683, в область от |
t — 2а до t + 2о равна 0,954 и в область |
от t — За до t -f За |
равна 0,997. При а = 0 распределение сосредоточено в од ной точке t = t и Есе интервалы с вероятностью, равной единице, имеют одинаковую величину. Это будет вырож денное или несобственное нормальное распределение, соот ветствующее регулярному потоку.
Таким образом, по величине коэффициента вариа ции можно подобрать гипотезу о законе распределения интервалов, которую затем необходимо проверить по
критерию согласия. |
С |
увеличением неравномерности |
|
потока увеличивается |
количество интервалов, меньших |
||
по величине среднего, |
т. е. сгущенно |
поступающих |
|
требований. Это значит, |
что с увеличением |
коэффициен |
|
та вариации при фиксированном среднем |
увеличивается |
28
правосторонняя асимметрия (хвост справа) кривой рас пределения плотности вероятностей в связи -с тем, что увеличение разброса слева ограничено нулем как грани цей положительных значений, которые могут принимать интервалы, в то время как вправо разброс не ограничен. Это наглядно видно из рис. 10, на котором приведены кривые плотности распределения интервалов с коэффи циентом вариации от 1,5 до 0,2 для среднего значения интервалов 0,25. Особо характерно поведение плотности распределения относительно центра рассеивания / = 0,25. При большом значении коэффициента вариации левая часть распределения прижимается к нулевой оси орди
нат, а с уменьшением коэффициента вариации |
и левая, |
||
и правая части |
все больше |
приближаются |
к центру |
распределения. |
Максимальная |
ордината (мода) при |
этом перемещается слева направо и стремится к сред
нему |
значению |
(математическому |
ожиданию). |
|
|||||||
|
|
|
|
|
|
1 |
|
|
|
|
1 |
|
|
|
|
•К=25; V=0,2 |
|
|
|
|
| |
||
|
|
|
|
K=!S; |
1=0,25 |
|
|
|
|
j |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
|
|
|
|
|
|
/=0,33 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
\ |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
I |
|
|
|
|
|
|
[К=2; |
|
|
|
1 |
|
i |
|
|
|
|
|
|
|
|
1 |
|
|
||
|
|
|
|
г |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Л |
|
|
|
|
|
|
i |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
i |
|
|
|
t |
|
|
|
|
|
?—=5 |
|
>1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
О |
0,1 |
—т—| |
0,4 |
0,5 |
0,5 |
0,7 |
0,9 |
t,4 |
|||
0,2 |
0,3 |
|
0,8 |
||||||||
Рис. 10. Зависимость |
плотности распределения |
интервалов |
от ко |
||||||||
|
|
|
|
эффициента |
вариации |
|
|
|
29