10
УДК 519.8 Горшков В.В., доктор технических наук, профессор
Исаков О.А., аспирант ФГУП «СТАНДАРТИНФОРМ», г. Москва
ДВУХКОМПОНЕНТНАЯ МОДЕРНИЗАЦИЯ КОМПЬЮТЕРНОГО И СЕТЕВОГО ОБОРУДОВАНИЯ:
РЕШЕНИЕ В НЕПРЕРЫВНОМ ВРЕМЕНИ
Рассматривается задача синхронно/асинхронной замены двух компонент одной единицы техники (компьютера). Задача реша-ется моделированием в виде цепи Маркова с использованием теории потенциалов. Рассмотрен представительный частный слу-чай.
Ключевые слова: замена оборудования, цепи Маркова, случайные блуждания. Одной из задач, которую приходится решать в наше время
во всех организациях, является задача о рациональной модерни-зации компьютеров и серверов. И всегда возникает вопрос: как следует производить такую замену? По какому плану?
В работах [1,2] рассмотрены различные схемы замены ком-пьютеров в рамках отдельно взятой организации. В настоящей статье рассматривается задача синхронно/асинхронной замены двух различных компонент одного компьютера или двух раз-личных агрегатов внутри корпоративной информационной сети. Ее целью является получение зависимостей, позволяющих рас-считать как суммарные затраты, связанные с приобретением новой техники, так и возвращенные затраты, связанные с про-дажей высвободившихся элементов и агрегатов (по остаточной или рыночной стоимости).
ОБЩАЯ МЕТОДИКА Компьютер состоит из многих компонент и существует
очень много модификаций этих компонент. Причём замена од-ной компоненты может вынуждать замену другой компоненты. Типичным примером здесь является соотношение процессор-материнская плата. Имеющиеся на рынке материнские платы поддерживают многие из имеющихся процессоров, но далеко не все. Предположим, что на основе имеющихся на рынке процес-соров и плат мы составили план, по которому мы собираемся их менять. Предположим, что необходимость замены процессоров возникает с интенсивностью , а необходимость замены плат возникает с интенсивностью . Тогда, вообще говоря, как замена процессора может вызывать замену платы, так и замена платы может вызвать замену процессора.
Эта же задача остается актуальной и в случае замены серве-ров и сетевого оборудования, например, в паре сервер-коммутатор.
Для определение средней стоимости замены многокомпо-нентных систем может быть успешно применен механизм расче-та характеристик блуждания на цепях Маркова. Рассмотрим цепь Маркова с непрерывным временем (ц.м.н.в.) и счётным пространством состояний J. Предположим, что она является невзрывной [2, с. 274] и описывается прямой системой диффе-ренциальных уравнений
0t ,I)0(P ,QPP , (1) где )t(P и ))t(P()t(P ijJj,iij — вероятность перехода из состоя-ния i в состояние j за время t; I – единичная матрица (у такой матрицы все диагональные эле-менты равны единице, а остальные – нули); Q - так называемая Q -матрица.
Следуя [4, с. 199], будем под Q-матрицей на конечном или счетном пространстве состояний J будем понимать матрицу с действительными элементами (qij, i, jJ), обладающую следую-щими свойствами: - диагональные элементы неположительны, ;Ji ,0qij - внедиагональные элементы неотрицательны,
Jj,i ,ji ,0qij ; - имеет место условие баланса:
ij;Ij
ijij qq , т.е. 0qj
ij Ji . (2)
Для ji значение qij — это скорость (интенсивность) пе-рехода из состояния i в j. Величину
ij:jijij qq обозначим qi;
эта величина представляет собой суммарную скорость (интен-сивность) перехода из состояния i. Будем обозначать Q-матрицу просто Q (общеупотребительное сокращение); часто эту матри-цу называют генератором цепи Маркова.
Записывая в общей теории м.ц.н.в. условие баланса ii
ij;Jjij qq
, (3)
предполагаем, что ij;j
ijq . Однако существенная часть тео-
рии была развита в предположении, что равенство в условии баланса ослаблено до верхней оценки 0q
jij , т. е.
ij:jijij qq
Ii . Тогда Q-матрица, удовлетворяющая условию баланса, назы-
вается консервативной. Напомним также определение невзрывной цепи Маркова.
Такой называется цепь, у которой для любого i и j ≥ 0 выполня-ется соотношение
,1pJj
ij
(4) т.е. матрицы P(t) являются стохастическими (в противном слу-чае цепь Маркова называется взрывной).
Уравнение (1) принято называть обратным [4, с. 201], в от-личие от прямого, в правой части которого матрицы Q и P пере-ставлены местами.
Предположим, что за вход в состояние i в момент t необхо-
димо платить сумму, равную 0 ,0C ,eС iit
i i , а за выход из состояния i в момент t нам возвращается сумма
0 ,0R,eR iit
i i . Вход в состояние соответствует модер-низации некой конфигурации аппаратуры, а возврат, в свою очередь, осуществляется путем продажи устаревшей конфигу-рации аппаратуры или ее отправки на склад по остаточной сто-имости. Указанные формулы учета дисконтирования имеют форму, соответствующую непрерывному учету процентов (в экономической теории процентов) [5].
Посчитаем суммарные затраты на путешествие из состояния i0. Вероятность того, что мы войдём в узел ц.м.н.в. в интервал времени t ,t равна
i\Jkkiki )t(P
0.
Затраты за этот интервал времени составляют
t
i\Jkkikii i
0e)t(PC
.
Просуммируем вышеприведенною функцию по моментам времени ,0Ns ,st где N - множество натуральных чи-сел. Тогда мы получим интегральную сумму, которая, как мож-но показать, сходится к интегралу по всей прямой, задаваемому выражением:
.dte)t(PC t
i\Jk 0kikii i
0
11
Далее воспользуемся теорией потенциала в цепях Маркова [3]. Чтобы вычислить этот интеграл, необходимо вспомнить понятие резольвенты:
0
t ,dte)t(PR
(5)
а именно
.)QI(R 1
(6)
Очевидно,
0 kit
ki .Rdte)t(P0ii
i0
Таким образом, суммарные затраты составляют
.C)R(.)R(CC
i i\Jkikiki
i\Jkkiki
ii 0i0i
(7)
Напомним, что выше было введено обозначение .iii Вероятность того, что в интервале времени (t, t + ) выйдем
из узла i есть iii )t(P0
. Аналогично предыдущему получаем, что
.)R(C
e)t(PRe)t(PR
iiii
0Ns,st 0
tiiii
tiiii
0i
i0
i0
Суммарное возмещение затрат будет равно: .RR R
iiiii0i
(8)
Таким образом, все желаемые величины действительно вы-ражены через потенциалы
iR и
iR
ЧАСТНЫЙ СЛУЧАЙ Рассмотрим типовой пример. Предположим, например, что
на рынке имеется пять типов процессоров и три типа материн-ских плат. Платы первого типа поддерживают лишь процессоры типов 1, 2 и 3. Платы второго типа поддерживают процессоры
типов 2, 3, 4 и 5, а платы третьего типа поддерживают процессо-ры лишь типов 4 и 5. На Рис. 1 показана диаграмма переходов между типами процессоров и плат. Например, если у нас есть процессор второго типа и плата второго типа, а мы вынуждены заменить плату, то мы должны поменять процессор второго типа на процессор сразу четвёртого типа. Как видно из Рис. 1, состо-яния, показанные в узлах графа, перенумерованы следующим образом: 1 (1,1); 2 (1,2); 3 (1,3); 4 (2,2); 5 (2,3).
Конечно, состояние № 5 дл такой цепи является поглощаю-щим (т.е. таким, попав в которое, система уже из него не вый-дет), а остальные – невозвратными [6, с. 361].
Например, можно считать, что по горизонтали отложены номера процессоров для компьютеров или серверов, а по верти-кали – номера материнских плат.
Пусть нас интересуют суммарные затраты для достижения состояния 4 (2,2). Выпишем матрицу интенсивностей перехода для нашей цепи Маркова с поглощающим состоянием 5 (2,3) и возможным обрывом при выходе из состояния 4 (2,2) и 3 (1,3):
.
00000)(000
0)(000)(000)(
Q
(9)
В данном случае переход в поглощающее состояние означа-ет, что выход из данного состояния (2,3) невозможен, так как трудно представить, что кто-то захочет сознательно перейти к более старой конфигурации аппаратуры. При этом должна надо учитывать, что может быть плата за вход в поглощающее состо-яние, но компенсации (возмещение затрат) за выход из погло-щающего состояния не возможны. Кроме того, в данном случае под обрывом понимается возможность выхода за пределы за-данной части более крупной цепи Маркова в состояние (2,4) или (3,4).
Рис. 1. Граф возможных переходов для цепи Маркова (пример)
12
Вычислим матрицу потенциалов, заменив (во избежание пу-таницы с повторным использованием обозначений) величину λ, входящую в вышеприведенные выражения, на ζ:
1
00000)(000
0)(000)(000)(
00000000000000000000
R
.
00000000
0000000 1
(10)
Вычисление обратной матрицы (с использованием програм-мы Maple) в соответствии с вышеприведенным выражением приводит к следующей формуле:
.
10000
1000
0100
210
)3()2(1
R
222
333
2
2
(11)
Использование вышеприведенных формул для выражения возвращённых затрат через потенциалы даёт
.)(R2)(R
)(R)(RR
34
33
2
221
(12)
При этом формула для суммарных затрат имеет следующий вид:
.C)2(
CC)()2(
CCC)(
CC)(CCC
35
55
35
52
34
44
24
4
4
43
3
32
23
32
22
2
2
2
1
1
(13) Ниже приводятся графики, построенные по этим формулам
для различных значений входящих в них параметров и перемен-ных. Эти графики строились с определенными упрощениями. Так, вычисления возвращенных затрат R производилось в пред-положении ζ = 1, а также R1 = 1; R2 = 1,5; R3 = 2; R4 = 2,5, а сум-марных затрат – в предположении α1 = α2 = α3 = α4 = α5 = 1, а также С1 = 1; С2 = 1,5; С3 = 2; С4 = 2,5; C5 = 3. Другими словами, для простоты предполагалось, что затраты новые и возвращен-ные растут со временем линейно, что вполне согласуется с об-щей тенденцией масштабирования и усложнения информацион-ных систем поддержки функционирования различных предприя-тий.
На рис. 2 и 3 представлены графики зависимости возвра-щенных затрат R = g(x,y) от показателя λ = x для разных значе-ний показателя μ = y= 0,01; 0,1; 0,25; 0,5; 1, а также от показате-ля μ = y для разных значений показателя λ = x = 0,01; 0,1; 0,25; 0,5; 1. На рис. 4 приведена поверхность значений возвращенных затрат R = g(x,y) как функции от показателей λ = x и μ = y (пока-зана часть оси x в интервале от 0 до 4 и часть оси y в интервале от 0 до 3); конечно, такая поверхность может использоваться только для качественной оценки изменения возвращенных за-трат, в отличие от графиков на рис. 2 и 3.
На рис. 5 и 6 представлены графики зависимости суммарных затрат С = f(x,y) от показателя λ = x для разных значений пока-зателя μ = y= 0,01; 0,1; 0,25; 0,5; 1 и от показателя μ = y для раз-ных значений показателя λ = x = 0,01; 0,1; 0,25; 0,5; 1.
Рис. 2. Зависимость возвращенных затрат R = g(x,y) от показателя λ = x для разных значений показателя
μ = y= 0,01; 0,1; 0,25; 0,5; 1
0 0.4 0.8 1.2 1.6 2 2.4 2.8 3.2 3.6 4
0.2
0.4
0.6
0.8
1
1.2
1.4
1.6
1.8
22
0
g x 1( )
g x 0.5( )
g x 0.25( )
g x 0.1( )
g x 0.01( )
40 x
13
Рис. 3. Зависимость возвращенных затрат R = g(x,y) от показателя μ = y для разных значений показателя λ = x = 0,01; 0,1; 0,25; 0,5; 1
Рис. 4. Поверхность значений возвращенных затрат R = g(x,y) как функции от показателей λ = x и μ = y (показана часть оси x в
интервале от 0 до 4 и часть оси y в интервале от 0 до 3)
Рис. 5. Зависимость суммарных затрат С = f(x,y) от показателя λ = x для разных значений показателя
μ = y= 0,01; 0,1; 0,25; 0,5; 1
0 0.4 0.8 1.2 1.6 2 2.4 2.8 3.2 3.6 4
0.3
0.6
0.9
1.2
1.5
1.8
2.1
2.4
2.7
33
0
g 1 y( )
g 0.5 y( )
g 0.25 y( )
g 0.1 y( )
g 0.01 y( )
40 y
g
0 0.15 0.3 0.45 0.6 0.75 0.9 1.05 1.2 1.35 1.5
0.2
0.4
0.6
0.8
1
1.2
1.4
1.6
1.8
22
0
f x 1( )
f x 0.5( )
f x 0.25( )
f x 0.1( )
f x 0.01( )
1.50 x
14
Рис. 6. Зависимость суммарных затрат С = g(x,y) от показателя μ = y для разных значений показателя
λ = x = 0,01; 0,1; 0,25; 0,5; 1 Прокомментируем полученные графики. Прежде всего,
необходимо отметить, что они построены в относительных ве-личинах. Для адекватного учета реальной ситуации необходимо в вышеприведенные выражения (и соответственно с графики) вставить значения реальных цен, для которых, конечно же, бу-дет выполняться соотношение Ri < Ci ∀ i ∈ J. Далее, графики для возвращенных затрат демонстрируют монотонное возрастание с ростом обоих показателей марковской цепи (λ и μ). Для суммар-ных затрат зависимость от λ оказывается монотонно убываю-щей, а от μ – сначала возрастающей, а затем убывающей. Это
свидетельствует о том, что имеются противоречивые факторы, что и позволяет надеяться на получение оптимального (наилуч-шего) результата.
ЗАКЛЮЧЕНИЕ Вышеприведенные формулы и соотношения могут быть ре-
комендованы для использования при формировании методики рациональной замены оборудования в различных организациях. Это должно позволить снизить общие затраты на приобретение, модернизацию и обслуживание вычислительного и офисного оборудования.
Литуратура
1. Горшков В.В., Горшков А.В. Оптимизация единичной замены компьютера в организации // Вопросы радиоэлектроники. Се-
рия ЭВТ. – 2011. № 2. – С. 31-37. 2. Горшков В.В., Горшков А.В. Однократная замена офисного оборудования нескольких категорий // Вопросы радиоэлектро-
ники. Серия ЭВТ. – 2011. № 2. – С. 37-50. 3. Кемени Дж., Снелл Дж., Кнепп А. Счетные цепи Маркова. Пер. с англ. 1987. 416 с. 4. Кельберт М.Я., Сухов Ю.М. Вероятность и статистика в примерах и задачах. Марковские цепи как отправная точка теории
случайных процессов и их приложения / Пер. с англ. под ред. Ю. Мишуры. – М.: МЦНМО, 2010. – 560 с. 5. Масыч М.А. Финансовые и коммерческие расчеты на ЭВМ: Конспект лекций.- Таганрог: ТРТУ, 2005. 6. Боровков А.А. Теория вероятностей: Учебное пособие. – М.: ЛИБРОКОМ, 2009. – 656 с.
0 0.15 0.3 0.45 0.6 0.75 0.9 1.05 1.2 1.35 1.50
0.2
0.4
0.6
0.8
1
1.2
1.4
1.6
1.8
22
0
f 1 y( )
f 0.5 y( )
f 0.25 y( )
f 0.1 y( )
f 0.01 y( )
1.500 y
Recommended