Exemple file d`attente
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Exemple file d’attente 13 mars 2015 Table des matières I Analyse opérationnelle 2 1 Modèle du dentiste 2 II 3 Temps d’attente résiduel 1 Temps d’attente d’un train 3 III 4 Chaînes de Markov 1 Doudou le Hamster 4 IV 5 Modèle à file simple 1 Application du modèle de base à un processus de naissance et de mort 5 2 Modèle M/M/1 5 3 Modèle M/M/1/N 5 4 Modèle M/D/1 5 1 Pougne Pandore File d’Attente (Exemples) Première partie Analyse opérationnelle 1 Modèle du dentiste (Correction exercice 1.1 poly exercices) Solution u =Probabilité[serveur occupé] client arrivant Λ = nombre unité temps 1. On a les relations : (a) E[R] = E[V ] + E[S] (b) E[L] = E[LW ] + E[LS ] 2. La loi de Little nous donne : -E[L] = ΛE[R] -E[LW ] = ΛE[W ] -E[LS ] = ΛE[S] Soit : (a) = Λ1 (b) 3. LS : 1, u 0, 1 − u E[LS ] = 1 × u + 0 × (1 − u) E[LS ] = u 4. La question 2 nous donne : U = ΛE[S] 5. On a : E[L] = 2, 8 E[LW ] = 2 Λ=4 E[LS ] = E[L] − E[LW ] = 0, 8 E[R] = Λ1 E[L] ≈ 0, 7h = 42min E[W ] = Λ1 E[LW ] = 12 h = 30min E[S] = E[R] − E[W ] = 12min u = 0, 8 page 2 Pougne Pandore File d’Attente (Exemples) Deuxième partie Temps d’attente résiduel 1 Temps d’attente d’un train (Correction exercice 1.2 poly exercices) Solution Un individu arrive à un instant quelconque On a les paramètres : — E[X] — σ 2 [X] — [Z] = largeur de l’intervalle dans lequel il arrive. Pourquoi P [Zgrand] augmente avec la durée Z, P [Z = z] augmente avec z. Proportionnalité entre fZ et la largeur de l’intervalle fZ (x) = KxfX (x) Z Z fZ (x)dx = Z E[Z] = xfZ (x)dx = Or σ 2 [X] = E[X 2 ] − E[X]2 D’où KxfX (x)dx = 1 1 E[X] Z x2 fX (x)dx = E[X 2 ] E[X] E[X 2 ] σ 2 [X] + E[X]2 σ2 = = + E[X] E[X] E[X] E[X] On a montré que : σ 2 [X] E[Z] = E[X] 1 + E[X]∗2 ! On veut E[Y] où Y le temps d’attente residuel, Y pris uniformément entre 0 et Z donc E[Y ] = E[Y ] = E[X] De plus : FY (z) = 1[0,z] et fY (z) = 1 z 1+C 2 [X] 2 D’où : Z ∞ −∞ Z z xfY (x)dx = 1dx = z 0 1 1 a [0,a] y a2 1 a dy = × = a 2 a 2 FY (y) = fY (y)1[0,a] = Z a Z +∞ −∞ E[Y ] = yfY (y)dy = 0 a E[Z] E[X] E[X 2 ] = = (1 + C 2 [X]) = 2 2 2 2E[X] page 3 E[Z] 2 d’où : Pougne Pandore File d’Attente (Exemples) Troisième partie Chaînes de Markov 1 Doudou le Hamster Problème Doudou, le hamster paresseux, ne connaît que trois endroits dans sa cage : les copeaux où il dort, la mangeoire où il mange et la roue où il fait de l’exercice. Toutes les minutes, il peut soit changer d’activité, soit continuer celle qu’il était en train de faire. On cherche à étudier la convergence de la chaîne de Markov, c’est à dire, les probabilités qu’a Doudou de se retrouver dans chaque état indépendamment de l’état initial. 0, 9 0, 05 0, 05 0 0, 3 Solution On a la matrice de transition du système : P = 0, 7 0, 8 0 0, 2 Prenons l’hypothèse que Doudou dort lors de la première minute de l’étude. Π(0) = [1, 0, 0] Au bout d’une minute on peut prédire que : Π(1) = Π0 P = [0.9, 0.05, 0.05] Ainsi, après une minute, on a 90% de chances que Doudou dorme encore, 5 % qu’il mange et 5% qu’il courre. La théorie montre qu’au bout d’un certain temps, la loi de probabilité est indépendante de la loi initiale. Notons-la q: q = lim Π(n) n→∞ On obtient la convergence si et seulement si la chaîne est apériodique et irréductible. C’est le cas dans notre exemple. On a donc : [q1 , q2 , q3 ] = [0.884, 0.0442, 0.0718] Doudou passe 88,4% de son temps à dormir ! page 4 File d’Attente (Exemples) Pougne Pandore Quatrième partie Modèle à file simple 1 Application du modèle de base à un processus de naissance et de mort (Cf page 51/52/53 du poly) 2 Modèle M/M/1 (cf page 55/56 poly) Caractéristiques — M : arrivées poissonniennes, taux λ — M : services exponentiel, taux µ — 1 : un serveur La probabilité pour qu’il y ait k arrivées dans un intervalle de durée T est : Pk = Si stabilité débit de sortie débit de sortie 3 e−λT (λT )k k! =λ = µ lorsque le serveur travaille en moyenne λ . = 0 lorsque le serveur ne travaille pas Modèle M/M/1/N Π(i) = pi Π(0) stable pour i≤N PN p=1 i=0 Π(i) = 1 ⇒ les Π(i) sont tous égaux à (1−pN +1 ) 1 N +1 P(rejet)=P(quand arrive voie la file pleine)=P(file p > 1 Π(i) = p1 Π(0) ⇒ Π(0) = 1−p P+N i 1−p i p<1 i=0 p = 1−pN +1 ⇒ Π(i) = p Π(0) pleine) PASTA : arrivées de Poisson voient la file dans un état moyen. P (rejet) = Π(N ) = 4 1−pN +1 N 1−p p Modèle M/D/1 N(t) est-il sans mémoire ? N(t)=i events possibles ? arrivées sans mémoire i→i+1 ne pose pas de pb i → i − 1? fin de service ? définie si on connait le temps depuis lequel le service est commencé : le temps de service residuel 6= temps de service P (N (t) = i, (t) = θ) page 5