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1. Woche Torsten Reiners Universität Hamburg Fachbereich Wirtschaftswissenschaften Institut für Wirtschaftsinformatik Grundlagen der Simulation: Übungsaufgabe.

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1 1. Woche Torsten Reiners Universität Hamburg Fachbereich Wirtschaftswissenschaften Institut für Wirtschaftsinformatik Grundlagen der Simulation: Übungsaufgabe Sommersemester 2006

2 1-2 d Grundlagen der Simulation eM-Plant Zugang

3 1-3 in der Realität gibt es kaum deterministische Ereignisse Grundlagen der Simulation Modellformulierung

4 1-4 Art und Umfang von Aufträgen, die in einer Werkstatt eintreffen Zeit, zwischen dem Eintreffen von zwei Aufträgen bzw. allgemein Ankunftsprozesse in vielen Warteschlangensystemen Ausfall von Maschinen Krankenstand von Personal Bearbeitungs- und Transportzeiten Auftreten von Qualitätsmängeln nach Art und Häufigkeit Grundlagen der Simulation Notwendigkeit von Zufallszahlen

5 1-5 Werfen einer Münze 2 mögliche Ergebnisse (Kopf oder Zahl) vor dem Wurf ist das Ergebnis unbekannt Ergebnisse voneinander unabhängig Ergebnis hat keinen Einfluss auf das nächste Ergebnis gedächtnislos Wiederholung von Experimenten erlaubt die Ermittlung von Wahrscheinlichkeiten (relative Häufigkeit) Wahrscheinlichkeitsmodell bildet alle möglichen Ereignisse (Ergebnisraum) mit den zugehörigen Wahrscheinlichkeiten ab Zufallsvariable speichern den (numerischen) Ausgang des Experiments Grundlagen der Simulation Klassisches Beispiel Zufallsexperiment

6 1-6 Sei X eine Zufallsvariable X heißt diskret, wenn sie nur eine abzählbare Anzahl von Werten x 1, x 2,... annehmen kann Kennzeichnend für eine diskrete Zufallsvariable ist eine diskrete Wahrscheinlichkeitsfunktion p (x i ), die jedem möglichen Ereignis x i (i =1, 2,...) eine reelle Zahl zuordnet: P (X=x i ) = p (x i ) Es muss gelten: 0 < p (x i ) < 1 i und Grundlagen der Simulation Zufallsvariablen

7 1-7 X heißt kontinuierlich, wenn eine Dichtefunktion f(x) existiert, die die Wahrscheinlichkeit angibt, dass X in einem Intervall I liegt: Es muss gelten: 0 f (x) 1 x und = 1 Dann wird F (x) = P (X x) = als Verteilungs- funktion der Zufallsvariablen X bezeichnet, wobei x alle Werte der reellen Zahlengerade durchläuft. Grundlagen der Simulation Zufallsvariablen

8 1-8 Zufallszahlen als Realisierung exogener stochastischer Variablen Stichprobe aus der Verteilung einer Variable Erzeugung Mechanisch erzeugte (echte) Zufallszahlen Beispiele: Würfel, Roulette, Ziehung der Lottozahlen Mit einem Digital-Computer erzeugte Pseudozufallszahlen deterministischer Algorithmus (reproduzierbar) Ziele: Gleichverteilung, keine Korrelation, große Periodenlänge Grundlagen der Simulation Erzeugung von Zufallszahlen

9 1-9 Vorteile schnell zu generieren volle Wiederverwendbarkeit keine externen Einflüsse günstige/homogene Hardware (im Vergleich zu echten Zufallszahlen) Hilfe für Tests während des Programmentwurfs Unterstützung bei systematischer, statistischer Auswertung Nachteil keine echten Zufallszahlen (Perioden) Abhängigkeit Korrelationen nur scheinbar unabhängig Grundlagen der Simulation Pseudozufallszahlen

10 1-10 Vorgehensweise n o Startwert (Seed, ganze Zahl) n i Folge von i ganzen Zahlen mobere Schranke der Folge n i (n i < m für i) Einfache rekursive Vorschrift k-fache rekursive Vorschrift mit festem k N und gegebener Anfangsfolge n 0, n 1, …, n k-1 Grundlagen der Simulation Erzeugung von Zufallszahlen n i = f(n i-1 )

11 1-11 Vorschrift heißt Zufallszahlengenerator! Transformation der ganzzahligen Zufallszahlen in [0,1[- gleichverteilte Zufallszahlen (0 x i < 1) Grundsätzlich wird ein Strom von Zufallszahlen erzeugt Grundlagen der Simulation Zufallsgenerator xi: xi = ni / m

12 1-12 Mittelquadratmethode Lineare Kongruenzmethoden Gemischte Kongruenzmethode Multiplikative Kongruenzmethode Allgemeine Kongruenzmethoden Kompositionsmethoden Tausworthe Ansatz... Grundlagen der Simulation Methoden zur Erzeugung von Zufallszahlen

13 1-13 J. v. Neumann Vorgehen n i sind s-stellige Dezimalzahlen mit s gerade (m=10 s ) n i erhält man, indem man n i-1 quadriert und aus dem 2s-stelligen Ergebnis (inkl. der evtl. führenden Nullen) die mittleren s Stellen als n i auswählt. Beispiel Grundlagen der Simulation Mittelquadratmethode i n i-1 (n i-1 ) 2 nini xixi … s = 2 m = 100 n 0 = 13

14 1-14 Definition: Periode Eine Periode ist ein Teilstück einer Folge von Zufallszahlen, das sich identisch wiederholt (und nicht selbst aus identischen Teilstücken besteht). Beobachtung: Alle rekursiv erzeugten Zufallszahlen besitzen eine Periode! Grundlagen der Simulation Lineare Kongruenzmethode i n i-1 (n i-1 ) 2 nini xixi ……… … s = 2 m = 100 n 0 = 24

15 1-15 (einfache) Rekursionsgleichung (hier bereits um den Parameter c erweitert aParameter mobere Schranke, maximale Länge der Periode n 0 ungerader Startwert erzeugt Zahlen im Intervall [0, m -1] Beispiel Grundlagen der Simulation Lineare Kongruenzmethode i n i-1 n i = (a n i-1 + c ) mod mnini 17n 1 =197 mod 128=133-lb(128/133) 128= n 2 =195 mod 128=95-lb(128/133) 128= n 3 =1995 mod 128=1805-lb(128/133) 128= … a = 19 c = 0 m = 2 7 = 128 n 0 = 7 n i = (a n i-1 + c ) mod m

16 1-16 Grundlage vieler Implementationen z.B. m = 2 s, für Rechner mit der Wortlänge s bzw. (s + 1)-Bit. Die Modulo-Funktion kann mit Hilfe der Assemblersprache sehr einfach realisiert werden ( Überlauf!) Probleme Es werden nur bestimmte Zahlen an diskreten Punkten im Intervall [0,1] getroffen Die Zahlen wiederholen sich mit einer Periode pm Die Zahlen können direkt ermittelt werden; es gilt Grundlagen der Simulation Lineare Kongruenzmethode

17 1-17 Folgende Anforderungen resultieren an die Generatoren Die Periode sollte so groß wie möglich sein. Im Idealfall gilt Periodenlänge p = m (full-period Generator) Alle Zahlen von 0 bis m-1 sollten mit der gleichen Wahrscheinlichkeit erzeugt werden (Gleichverteilung) Die entstehende Zahlenfolge sollte so zufällig wie möglich scheinen, d.h. alle ganzen Zahlen 0, 1,..., m-1, alle Zahlentupel, Tripel oder n- Tupel sollten mit gleicher Wahrscheinlichkeit an jeder Stelle der Zahlenfolge erscheinen können Grundlagen der Simulation Anforderungen an Zufallszahlengeneratoren

18 1-18 Generell muss gelten: 0

19 1-19 Satz 2: Ein auf der multiplikativen Kongruenzmethode basierender Zufallszahlengenerator ist genau dann ein full-period Generator, wenn gilt: Der größte gemeinsame Teiler von n 0 und m ist 1 (relativ prim) a ist primitives Element mod n Eine maximale Länge ist erreichbar, wenn m eine Primzahl ist Weitere Variante ist der Fibonacci-Generator Grundlagen der Simulation Multiplikative Kongruenzmethode n i+1 = (n i-1 + n i-1 ) mod m

20 1-20 Satz 3: Sei p eine Primzahl mit p > 4. Eine ganze Zahl g ist genau dann primitives Element von Z p, wenn für jeden Primfaktor q von p-1 das Folgende gilt: g Primfaktoren 1 mod p Beispiel p = 167, Primfaktoren sind 2 und 83 1) 1 2 = 1 mod 167 2) 2 2 = 4 mod 167; 2 83 = 1 mod 167 3) 3 2 = 9 mod 167; 3 83 = 1 mod 167 4) 4 2 = 16 mod 167; 4 83 = 1 mod 167 5) 5 2 = 25 mod 167; 5 83 = 166 mod 167 Grundlagen der Simulation primitives Element

21 1-21 Es gilt c = 0 Teil (a) von Satz (2.1) ist nicht erfüllt Es lässt sich zeigen, dass p 2 s-2 gilt, wenn m = 2 s gewählt wird. Es gibt ein Vielzahl von unterschiedlichen Generatoren, die auf dieser Methode basieren PMMLCG (prime modulus multiplikative linear congruence generators). Bestimmung von a, m und n 0 bei PMMLCG: m Größte Primzahl für die gilt m < 2 s a Es muss gelten: Die kleinste Zahl l, für die a l -1 durch m teilbar ist, ist l=m-1 Unter diesen Bedingungen gilt bei beliebiger Wahl von n 0 stets p = m -1 Beispiel für einen PMMLCG: Die Simulationssprache SIMSCRIPT II.5 bietet Generatoren mit a= und m = Grundlagen der Simulation Multiplikative Kongruenzmethode

22 1-22 Zugrunde liegt eine k-fache Rekursionsgleichung Beispiele: Quadratische Kongruenz: Verallgemeinerte lineare Kongruenz: Vorteil: Periodenlängen von p >> m werden möglich. Nachteil: Die Kalkulation von n i wird rechenzeitintensiver. Grundlagen der Simulation Allgemeinere Kongruenzmethode n i = f (n i-1, n i-2, …, n i-k ) mod m n i = (an i-1 + b n i-1 + c ) mod m n i = (a 1 n i-1 + a 2 n i-2 + … + a i-k n i-k ) mod m

23 1-23 Grundgedanke: Zwei auf einer linearen Kongruenzmethode basierende Generatoren werden in geeigneter Weise miteinander kombiniert. Beispiel: Mit dem ersten Generator wird ein Vektor V von k Zufallszahlen erzeugt Mit dem zweiten Generator wird eine gleichverteilte ganze Zahl i zwischen 1 und k ermittelt Als Ergebnis wird die i-te Komponente von V zurückgegeben. Anschließend ersetzt der erste Generator die i-te Komponente in V durch die nächste vom ihm erzeugte Zufallszahl. Vorteil: Mit dieser Methode kann aus zwei "schlechten" Generatoren ein Generator mit guten statistischen Eigenschaften gemacht werden. Grundlagen der Simulation Kompositionsmethode

24 1-24 Zugrunde liegt eine q -fache Rekursionsgleichung b i sowie c k sind entweder 0 oder 1 (Binärvariablen) Generell haben Tausworthe-Generatoren die folgende Gestalt Grundlagen der Simulation Tausworthe-Generator b i = (c 1 b i-1 + c 2 b i-2 + … + c q n i-q ) mod 2 b i = (b i-r + b i-q ) mod 2 mit 0

25 1-25 Beispiel r=3; q=5; b 1 = b 2 =... = b 5 = 1 Damit erzeugt der Generator die folgende Bitfolge: Teilfolgen werden als binäre Darstellung der eigentlichen Zufallszahl interpretiert. Die maximale Periodenlänge von Tausworthe-Generatoren ist 2q - 1 Das resultiert aus der Anzahl von Möglichkeiten q Binärzeichen zu permutieren. Vorteile: Addition und mod 2 sind äquivalent zum exklusiven oder effiziente Ermittlung der nächsten Zahl ist sichergestellt Problem: Der Ansatz, aus den Bitfolgen gleichverteilte Zufallszahlen zu erzeugen, ist umstritten. Eingesetzt wird ein Tausworthe-Generator z.B. in der Simulationssprache GPSS/H. Grundlagen der Simulation Tausworthe-Generator

26 1-26 Grundsätzliches Zufallszahlengeneratoren sind deterministische Berechnungsvorschriften Sie werden getestet, um festzustellen wie stochastisch sie erscheinen Zwei Klassen von Tests lassen sich unterscheiden: Empirische Test Zufallsgenerator wird ausprobiert k Zufallszahlen erzeugen und statistisch testen Gleichverteilung Korrelation bzw. Unabhängigkeiten Theoretische Tests Grundlagen der Simulation Tests von Zufallsgeneratoren

27 1-27 Optische Tests Aus dem Zahlenstrom X1, X2, …, Xn werden Zahlentupel gebildet 2D- bzw. 3D-Plots sind üblich Bei zufälligen Zahlenströmen entstehen keine Muster Problem Aussage nur über einen Ausschnitt des Zahlenstroms möglich lokale Tests Grundlagen der Simulation Empirische Tests

28 1-28 Grundlagen der Simulation Tests von Zufallsgeneratoren Unabhängigkeitstests Anordnungstest Serientest Runtest Kominatorische Tests Pokertest Sammlertest Permutationstest Autokorrelationstest Verteilungstests Tests auf Gleichverteilung weitere Momente Erwartungswert Normalverteilung Test auf andere Verteilungen

29 1-29 Serientest sind wiederkehrende Muster zu erkennen sind in den Zahlenfolgen auffällige Lücken Runtest Zahlenfolgen sollten steigen und fallen Differenz benachbarter Zahlen mal positiv, mal negativ Runs: gleiches Vorzeichen bei mehreren Zahlen Pokertest Transformation des Zahlenstroms auf die Ziffern 0-9 durch Intervallbildung Zusammenfassung der Folge zu Quintupeln Vergleich der relativen Häufigkeiten der verschiedenen Quintupel mit der berechneten Wahrscheinlichkeiten Grundlagen der Simulation Empirische Tests

30 1-30 Permutationstest Unterteilung der Zahlenfolge im Tupel (z.B. Triple) Indexierung der einzelnen Elemente der Tupel nach der Größe Häufigkeitsauswertung der einzelnen Permutationen der Indizes Autokorrelationstest Test auf lineare Unabhängigkeit Es wird der Korrelationskoeffizient r(X n, X n+a ) mit a gleich der Abstand zwischen zwei Zahlen der Zahlenfolge Erwartungswerttest Der Erwartungswert aus einer gleichverteilten Stichprobe [0,1[ Erwartungswert ist das arithmetische Mittel der Stichprobe (0.5) Grundlagen der Simulation Empirische Tests

31 1-31 Versuchen a priori Aussagen über Generatoren anhand ihrer Parameter zu machen theoretische Tests sind global Problem: Die Durchführung ist komplizierter bzw. auf als bei empirischen Tests Grundsätzliches zum Testen von Generatoren Der Aufwand zur Untersuchung der Generatoren sollte von der Bedeutung der Güte der Zufallszahlen für den jeweiligen Anwendungsfall abhängig gemacht werden. Grundlagen der Simulation Theoretische Tests

32 1-32 Grundlagen der Simulation Wahrscheinlichkeitsverteilungen

33 1-33 Diskrete Werte werden direkt mit ihren jeweiligen relativen Wahrscheinlichkeiten (ungleich 0) angegeben Jedem möglichen Variablenwert werden ganzzahlige Zufallszahlen (Integer-Random-Variablen) zugewiesen, so daß die Anzahl dieser Variablen proportional zur Wahrscheinlichkeit des Wertes ist. unendliche Zahl von Werten; Modellierung von Zeiträumen Wahrscheinlichkeit, dass die Zufallsvariable einen bestimmten Wert annimmt, ist gleich Null. Die Wahrscheinlichkeit, dass sie irgendeinen Wert im Intervall annimmt, gleich Eins. Daher wird mit sogenannten kumulativen Wahrscheinlichkeiten gearbeitet. Die Dichtefunktion P(x) einer Verteilung Grundlagen der Simulation Nichttheoretische Verteilungen

34 1-34 Beispiel Sie haben bereits 100 Lieferungen getätigt und 40 Lieferungen binnen eines Tages, 40 Lieferungen in zwei Tagen und 20 Lieferungen in drei Tagen erfolgen. Dann sind die relativen Häufigkeiten für die Lieferung in einem Tag 40/100 = 0,4, in zwei Tagen ebenfalls 40/100 = 0,4 und in drei Tagen 20/100 = 0,2. Werden nun 100 Zufallszahlen zwischen 0 und 99 generiert, dann können z.B. die Werte zwischen 0-39 dem Variablenwert (Lieferzeit in Tagen) 1, die Werte zwischen dem Variablenwert 2 und die Werte zwischen dem Variablenwert 3 zugewiesen werden. Grundlagen der Simulation Nichttheoretische diskrete Verteilung

35 1-35 ist eine intervallweise stetige Funktion, die angibt, wie hoch die Wahrscheinlichkeit ist, dass die Zufallsvariable X in einem vorgegebenen Intervall liegt, kann keine negativen Werte annehmen, und die Fläche zwischen der Funktion und der x-Achse ergibt immer den Wert 1, bestimmt die kumulative Wahrscheinlichkeitsfunktion C(x), die sogenannte Verteilungsfunktion. Sie Wahrscheinlichkeit, daß ein Bauteil bis zu einem bestimmten Zeitpunkt ausfällt. Die Wahrscheinlichkeit, daß das Bauteil im ersten Jahr ausfällt, beträgt 0.5, daß es während der ersten drei Jahre ausfällt, 0.9 usw. Grundlagen der Simulation Nichttheoretische Verteilungen

36 1-36 Der Erwartungswert µ oder E (X) einer Zufallsvariable X gibt den Wert an, der sich bei einer häufigen Wiederholung des Zufallsexperiments einstellen wird Grundlagen der Simulation Erwartungswert

37 1-37 Die Varianz σ² oder V (X) einer Zufallsvariablen X ist ein Maß für die Streuung der Variablen Die Standardabweichung σ oder S (X ) ist als positive Quadratwurzel aus der Varianz definiert Grundlagen der Simulation Varianz/Standardabweichung σ² = E (X – E (X ))²

38 1-38 Die Kovarianz C ij von zwei Zufallsvariablen X i und X j ist ein Maß für die Abhängigkeit der beiden Zufallsvariablen (Mittelwert der für alle Datenpunktpaare gebildeten Produkte der Abweichungen) Es gilt: C ij = 0 X i und X j sind unabhängig (Die Umkehrung gilt im allgemeinen nicht!) Ist C ij > 0 (C ij E(X i ) sowie X j > E(X j ) gemeinsam (nicht gemeinsam) auf. Als standardisiertes Maß für die Korrelation wird der Koeffizient verwendet. Es gilt -1 ρ ij 1. Grundlagen der Simulation Kovarianz C ij = E ( (X i – E (X i )) (X j – E (X j )) )

39 1-39 Beschreibt die Ergebniswahrscheinlichkeit eines Experimentes mit zwei möglichen Ausgängen, die sich durch X = 0 bzw. X = 1 charakterisieren lassen. Wahrscheinlichkeitsverteilung Erwartungswert: E (X ) = p Varianz: V (X) = p – p ² Verwendung Immer dann, wenn ein Experiment gelingen (X=1) oder misslingen (X=0) kann Grundlage der Binomial-Verteilung Grundlagen der Simulation Bernoulli-Verteilung

40 1-40 Beschreibt die Wahrscheinlichkeit, dass in einem bestimmten Zeitintervall eine Anzahl von x Ereignissen auftritt. Unterstellt wird ein unabhängiges Auftreten der einzelnen Ereignisse. Im Mittel treten pro Zeiteinheit λ>0 Ereignisse auf. Wahrscheinlichkeitsverteilung Erwartungswert: E (X ) = λ Varianz: V (X ) = λ Verwendung Modellierung der Anzahl von pro Zeiteinheit nachgefragten Einheiten; z.B. Nachfrage in einem Lagerhaltungsmodell Grundlagen der Simulation Poisson-Verteilung

41 1-41 Spezialfall der Gamma-Verteilung; k muss eine nichtnegative ganze Zahl sein Dichtefunktion Erwartungswert: E (X ) = k µ Varianz: V (X ) = k µ² Verwendung Modellierung von Bearbeitungs- zeiten, beispielsweise zur Durch- führung von Reparaturen Grundlagen der Simulation Erlang-k-Verteilung

42 1-42 Dichtefunktion E (X ) = V (X ) = Verwendung Einsatz in "informationsarmen" Situationen Benötigt wird die Kenntnis des häufigsten Wertes m, einer unteren Grenze a und einer oberen Grenze b Basis können grobe Schätzungen sein Grundlagen der Simulation Dreiecksverteilung

43 1-43 Dichtefunktion Erwartungswert: E (X ) = λ Varianz: V (X ) = λ 2 Verwendung Zeit zwischen unabhängigen Ereignissen Einsatz zur Modellierung von Ankunftsprozessen aller Art Grundlagen der Simulation Exponentialverteilung

44 1-44 Grundlagen der Simulation Zusammenfassung Verteilungen


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