Файл: Шнепс, М. А. Численные методы теории телетрафика.pdf

ВУЗ: Не указан

Категория: Не указан

Дисциплина: Не указана

Добавлен: 19.10.2024

Просмотров: 128

Скачиваний: 0

ВНИМАНИЕ! Если данный файл нарушает Ваши авторские права, то обязательно сообщите нам.

на основе чего при г = 2 из (54)

получаем

[6£р(Ь)]2£

( - 1У(Р )

] e ~ bx f (у + 1 Г г ( х - у + 1Y~l dydx.

i=0

'

О

О

Меняя местами знаки суммы и интеграла, приходим к оконча тельной формуле для (53) при г 2:

СО —Ьх J

КУ + 1){х — у + 1)— 1Ydydx,

оо

которая сравнительно легко вычислима на ЭВМ.

Упрощение выражения (54) при произвольном г получаем при­ менением r-кратной свертки преобразования Лапласа.

Замечания и литературные ссылки

Существуют различные определения вероятности потерь: по времени, по вызовам, по нагрузке и другие, модифицированные от первых трех определений, имеющие отношение к основным форму­ лам теарии телетрафика. На стримере 1полстодоетупнот тучка эти определения подробно изучаются в гл. 9 с целью выбора определе­ ния с минимальной дисперсией при данном времени наблюдения Т (в действительности оказывается, что следует указывать также величину нагрузки). Не останавливаясь подробно на сравнении различных определений, смысл которых раскрывают их названия, укажем, что из физических соображений наиболее приемлемым яв­ ляется определение вероятности потерь по нагрузке в виде (21).

Приведенные в настоящей главе простейшие формулы теории телетрафика излагаются во всех руководствах по теории телетрафика [96, 156,1168]. Ори выводе формулы БЛБ 'мы следуем Бенешу [24]. Обобщение формулы Эрланга для неординарного потока содержит­ ся в статье Шнепеа [151], а пример к ней в статье Нонина и Ранев­ ского [63]. Применение интегрального /представления формулы Эр­ ланга к доказательству гипотезы Пальма содержится в статье Грин-

.берга и Шнепеа [45] (независимо и другим 'методом эта гипотеза доказана Авла'ровы/М [5] и Хо:н Зен Тшном [226]), к упрощению фор­ мул Якобеуса — в статье Гринберга и Ш/непса [45]. Сами ф-лы (50) и (53) типа формул Якобеуса взяты нами из.статьи Фидлина [138].

Сейчас еще несколько слов о числовых таблицах для простей­ ших формул теории телетрафика. Наиболее известны таблицы фор­ мулы Эрланга для полнодоступного пучка с потерями (таблицы Пальма, Башарина [15]), формулы Энгеета (Лившиц и Фидлин [95]). Табулирована формула Эрланга для идеально-симметрич­ ных неполнодоступных схем (издание фирмы Сименс и Хальске, 1961). Имеются также таблицы для соответствующих систем с ожи­ данием. Например, таблицы Деклю .[184] для столнодОсту-пнЪй си­ стемы с ожиданием с бесконечным и конечным числом, абонентов, таблицы Тирера для идеального неполно'Доступного включения с ожиданием [294]. Таблицы и диаграммы, необходимые для разра­ ботчика телефонных станций, хорошо изложены в [293]. •!. ; .:


Г л а в а

3

Численный анализ процессов размножения и гибели

Вгл. 1 были введены случайные процессы размножения и гибели, выведены формулы

для стационарных вероятностей, на основе которых далее в гл. 2 единым подходом получены основные форму­ лы теории телетрафика. В настоящей главе рассмотрим алгоритмы вычисления других стационарных характеристик: вероятностей пер­ вого перехода, среднего значения и дисперсии времени первого пе­ рехода, а также алгоритмы вычисления переходных вероятностей.

3.1. АЛГОРИТМ ВЫЧИСЛЕНИЯ СТАЦИОНАРНЫХ ХАРАКТЕРИСТИК

1. Вероятности первого перехода

Рассмотрим процесс размножения и гибели, определенный на

множестве состояний т,

о т + 1,..., п1,

п,

т. е. имеющий ненулевые

параметры А,-, р,-, i= m ,

т + 1,..., п. Изучим qi — вероятность дости­

жения состояния п+1 раньше состояния т1, исходя из состояния

i, и соответственно, 1—qi — вероятность

достижения

состояния

т— I раньше состояния

га+1, исходя

из

состояния г.

Составим

уравнения для qi. Пусть начальное состояние равно i.

После слу­

чайного времени пребывания в этом состоянии процесс переходит

в состояние t'+ l

 

 

 

о,

 

с вероятностью-------— и в состояние i— 1 с веро-

 

 

 

 

 

 

Яг+Рг

 

ятностью — —---- . Следовательно, можем написать

 

 

Яг+рг

 

 

 

 

 

п

иг

n

I

Я,-

 

 

1

Я/ +

р{-

1~'

Я,- + р/ я,.+1.

 

откуда получаем систему

 

 

 

V-fli-x— ( h + Pt)qt +

biqtw =

i = r n ,m + 1, . . n,

( 1)

с граничными условиями: qm- i= 0 ,

<7n+ i= l. Так как

 

Иг

_|

h

_

1

 

 

 

Яг+ рг

 

Я.,-+р/

 

 

 

 

42


то (1) можно представить в виде

Рт4 l_ri

 

' ^-£+ (*£

и последовательно получить:

__ д.—

Ич '

■ •ИчП

Qi+i

Q1

\l .

. . \т ( Я ,

(заметим,

что qm-1 = 0);

1 = S

s

j— m—1

/=m—1

Нчп

ЦгП1

 

%i

t-1

£—1

\4

 

<7,= Y i ( ^ + . - ^ ) =

S

Ят

%!

/= т— 1

i= m —1

 

 

Из последних двух равенств получаем искомые вероятности перво­ го перехода:

£—1

Ц/п_■ •И

 

 

 

2

•Л./

 

 

(2)

, i= , J = = L

 

, /«'<£ <п.

 

 

V

i^2L.

Нт

 

 

 

/= т—1

•Я./

 

 

 

 

 

 

 

 

Предполагаем, что при / = т — 1

Иш

W _

 

 

= 1.

 

 

 

Я,т • • •Л./

2. Распределение

времени первого

перехода

Рассмотрим тот же процесс, заданный на

множестве т,..., п.

Через qij(t)dt обозначим вероятность того,

что первый переход в

состоянии / произойдет за промежуток (t, i+ d t),

не заходя за вре­

мя t в т — 1, при условии, что x (0 )= i. При

этом предполагается,

что

1.

 

 

 

 

Введем преобразование Лапласа:

 

 

 

Qu (s) = | e_s< ft,- (0 dt.

 

 

(3)

о

 

 

 

 

 

Так как случайное время первого перехода в состояние / из состоя­ ния i является суммой взаимно независимых случайных времен первого перехода из i в t+T, из i+ 1 в i+ 2 и т. д. до первого пере­

хода из /— 1

в /, то по теореме о свертке преобразований Лапласа

Qij (s) — Q[, i+i (s) Q(+i. £+2(s) • • ■Q,—i, j (s)-

(^)

Выведем

интегральное уравнение для <7i, ,+iCO-

Из свойств тра­

ектории процесса размножения и гибели следует, что время пребы­ вания его в состоянии i подчиняется экспоненциальному закону с

43-


параметром Л; + ц;, а после окончания пребывания в состоянии £

процесс переходит в состояние £+1

с вероятностью

-—^— и в со-

 

 

 

Л/т-

стояние £— 1 с вероятностью

. Если процесс

перешел в со­

стояние £+1, то осуществилось интересующее нас событие. Если же процесс перешел в состояние £■—1 в какой-то .момент ».(0< м < £), то за оставшееся время t—и должен произойти переход из состоя­

ния £— 1 в £ + 1, что

можно

представить как

свертку функций

q i-i.i(t)

и qi,i+i(t).

 

 

 

На основе этих рассуждений легко проверить, что имеет место

следующее интегральное уравнение:

 

 

 

 

 

 

- ( \-+и,-)/

 

 

i

v

Ai+ Pi

 

 

 

 

 

 

 

+

j

j

(М-Ц.-)е

4+yii}t </,•_!. /(y—<u) qti l+i(t — u) cludv. (5)

 

i>=0 u=0

 

 

 

Применяя к (5) ф-лу (3)

и теорему о свертке,

получаем

Ql, 1+1 (S)—

_L

+ S—

. (S)

(6)

Для рекуррентного вычисления по ф-ле (6) надо знать преоб­

разование для функции qmim+i(t). Так как

 

Vm-M (0 =

 

е •(Чи+^m) '

(7)

ТО

 

 

 

 

 

 

Qm.m+I (S)

=

,

1 Кт ,

-

(8)

 

 

 

Ат + Pm Т s

 

 

Переходим к вычислению моментов первого перехода на основе ре­ куррентного соотношения (6).

3.Среднее значение и дисперсия времени первого перехода

Представление распределения времени первого перехода через преобразование Лапласа (4) дает возможность вычислить моменты этого распределения. Обозначим случайное время первого перехода из состояния £ в состояние / через iij, t n ^ .i< .j^ n + 1. Тогда из1(3) следует, что среднее значение

■Mhi = — *-Q ti(s)

s=o

 

 

as

а с учетом (4)

получаем

/-1

- .'о

- / = 2

м ,.1+,=

т

- 2 <г;,+,(0)'.

 

k = i

k=i

(9)'

'sY'j .'г; 1. . (10)

44"'


Из (6) находим

— [1HQk-\,k (°)]

 

 

 

У

/п\

 

 

( И )

 

 

 

 

 

 

Из (8) следует, что

 

 

 

 

Qm,«+i(0) = ■ ^

;

 

 

(12)

 

 

Л-m"Г Цт

 

 

 

 

да

____

 

 

 

(13)

 

(hn + lO 2

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

Для вычисления

(11)

надо знать Q,,i+т(0)

и Q 'i, ;+i(0)

при msc:

1,

что можно

получить на основе 'рекуррентных

ф-л (6)

и (11), начиная от (12)

и (13). Например,

 

 

Q•KI, +1,т+ ,(0 ) =

- к ш+ 1 1+ Рш+ 1

О^т~Т рт)~ -

(14)

 

 

+1 Ч 1-1+1 (-lm+ 1 ,Ли

 

 

 

Иуп/

 

Аналогичными приемами можно найти дисперсию случайного времени.первого перехода D|jj. Из взаимной независимости случай­ ных величин |fi i+ь-.., |3vi, j следует, что

« f e - S

s ’ p

w

:

 

 

 

 

k=i

 

 

 

 

 

 

Из определения преобразования Лапласа следует

 

 

D 6» .» + ,= м

- ( « 6llt+,)!

=<з;.,+, т -

(0)]=.

не)

Для нахождения (16) следует иметь

 

 

 

l,v ^

,m

UHQ"k^ , k (о)

,

2я *[1

)]2 М7ч

Чк,к+Л и>

[X* +

Q * _ , ( 0 ) j a '

[Xft+ p ft- p * Q ft_ , , fe(0)]3

л1 >

а для начального шага,

кроме (12)

и (13), необходимо еще соотно­

шение

 

2Х„

 

 

 

 

Q:

(0) =

 

 

 

(18)

Urn +

Pm)3

 

 

 

 

 

 

 

 

 

4.Среднее время первого перехода в частном случае

Особый интерес представляет изучение времени первого пере­

хода в случае, когда задан процесс на [т, п\ так,

что Лп = Ц т= 0.

При этом, естественно считать,, что т = 0.

. ..

Итак, рассмотрим МЪп — среднее значение случайного времени первого достижения состояния п из состояния 0 при условии, что

|.1о= 0. В таком случае

из

(12) и

(13)

следует,'

что Qoi(0) = 1,

Q/oi(0) = —

и из (6)

Qh, ft+i(0) =

l. Следовательно, рекуррентная

Л-о

 

 

 

..

г

ф-ла ( 11) принимает вид

 

 

« ;.1+ l(0) =

- J r (

i -

fltQ;_1.4(0) ) .

: Г

’ " i m

45