Число k вызовов за время τ=1 сутки | Распределение: | |||
эмпирическое | теоретическое | |||
Частота | Вероятность ωk(τ) | Частота fk | Вероятность Pk(τ) | |
0,366667 | 46,8 | 0,366667 | ||
44,0 | 0, 101 | |||
10,4 | 0, 125 | |||
6,5 | 0, | |||
>3 | 12,2 | 0, | ||
Сумма |
Анализ статистических закономерностей распределения длительности обслуживания вызовов пожарных подразделений в городе
Определим 5 групп (V) со следующими границами интервалов времени [0,30), [30,60), [60,90), [90,120), [120,∞).
Полученные в результате подсчетов значения mj называются эмпирическими частотами и связаны между собой соотношением.
(16)
Эмпирическая вероятность ωj (относительная частота) того, что τ обсл попадет в j -й интервал, оценивается как доля, которую в общем числе N вызовов составляют вызовы, попавшие в j -й интервал:
(17)
Для определения теоретической вероятности p j того, что значение τ обсл окажется меньше или больше какого-либо значения τ или попадет в j -й интервал используем показательное распределение:
(18)
где µ - параметр показательного закона распределения µ=1/τср.обсл..
Средняя длительность времени обслуживания τср.обсл. может быть вычислена двумя способами:
1) как среднее арифметическое:
(19)
где τi – длительность времени обслуживания i-ого вызова,
τср.обсл.= мин
2) как среднее арифметическое взвешенное:
(20)
где - середина j-ого интервала
τср.обсл.=27.61 мин
Среднее арифметическое взвешенное является менее точным, чем простое арифметическое, но для его нахождения требуется меньший объем вычислений.
=0.22361
{120≤ }
Далее, для каждого j -ого интервала определяем теоретическую частоту fj вызовов, длительность времени обслуживания, которых находится в пределах границ j -ого интервала:
(21)
0.22361
Результаты расчетов заносим в таблицу 3.
Таблица 3
Эмпирическое и теоретическое распределения длительности времени обслуживания вызовов пожарными подразделениями в городе
Номер интервала j | Границы интервала | Распределение: | ||||
эмпирическое | теоретическое | |||||
Частота | Вероятность ωj | Частота fj | Вероятность Pj | |||
0.495575 | ||||||
0.35398 | 0.22361 | |||||
0,115044 | ||||||
0,017699 | ||||||
0,017699 | ||||||
Всего |
Рис.3 Гистограмма эмпирического и теоретического распределений длительности времени обслуживания вызовов пожарными подразделениями в городе
Моделирование одновременной занятости пожарных автомобилей при обслуживании вызовов в городе.
Для определения вероятности Pk того, что в произвольный момент времени обслуживанием вызовов в городе будут одновременно заняты k пожарных автомобилей, используем следующие формулы:
(22)
где α – приведенная плотность потока вызовов в городе, которая определяется как λ=0,875; τср.обсл.=42,1; ωi – относительная частота привлечения i пожарных автомобилей для обслуживания вызовов
Проведем ряд вычислений (учитывая размерность величин λ и τ):
(23)
0.0181
(24)
(25)
(26)
Аналогичным образом определяем значения P3 и P4
0.03658
Далее определяем суммарную продолжительность времени Tk пребывания в ситуации k за период наблюдения Tнабл. =120 суток.
(27)
*24
Частота fk – среднее число случаев нахождения в ситуации k вычисляется по формуле:
(28)
где λ – число вызовов за период наблюдения, т.е. λ=N
Таблица 4
Число пожарных автомобилей, k | Вероятность P(k) | Суммарная продолжительность времени T(k), ч | Частота f(k), случаев/ед. времени |
0,98216 | - | ||
22.08 | 48.17 | ||
0,00411 | 11.76 | 25.91 | |
0,03658 | 104.88 | 23.04 | |
0,00372 | 10.8 | 10.83 | |
всего | 2800 |