Intento calcular el número de formas de sumar la primera $n$ enteros positivos únicos a un número $k$ . Esto no es una partición de $n$ ya que no podemos repetir los números.
¿Alguna pista sobre cómo puedo derivar una función generadora para esto?
Me encontré con esto al intentar calcular la varianza de la suma de $k$ bolas extraídas al azar de una urna de $n$ bolas (donde cada bola está etiquetada con un único número entero positivo de $1...n$ ). Dejando $S$ sea la variable aleatoria que es esta suma, el cálculo de la varianza mediante la definición de la expectativa utiliza directamente $P(S = k) = \frac{N_{n,k}}{{n\choose k}}$ , donde $N_{n,k}$ denota la cantidad deseada arriba. Puedo calcular la varianza escribiendo $S$ como una suma de indicadores y expandiendo la expresión dentro de la expectativa, pero me preguntaba si había una expresión agradable para la cantidad anterior.
Gracias.
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Ahora sé lo que estás preguntando.
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@Laz ¡Ok! Sólo una pista que me indique la dirección correcta sería apreciada :)
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Creo que esto math.stackexchange.com/questions/421909/ es preguntar lo mismo, pero no estoy seguro de cómo el preguntante llegó a ese GF.
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Puedes intentar usar algún tipo de inducción para construir una fórmula, usando algo como esto. Si tienes una fórmula para cualquier $k\leq m$ , entonces cualquier subconjunto $S_{m+1}$ cuya suma es $m+1$ puede dividirse en dos subconjuntos, el subconjunto ${1}$ (si $1\in S_{m+1}$ ) y un subconjunto $S_m$ cuya suma es $m$ . Por supuesto, hay que garantizar que $1\notin S_m$ . Si $1\notin S_{m+1}$ , ahora lo intentas con $2$ ...y así sucesivamente... ¿De cuántas maneras se puede hacer eso? No sé si funcionará, pero puedes retorcer esa idea todo lo que quieras.
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La respuesta a la pregunta es el número de soluciones para $$1\cdot x_1+2\cdot x_2+3\cdot x_3+...+n\cdot x_n =k$$ donde $x_i \in \{0,1\}$ . Es función generadora es $$(1+x)(1+x^2)(1+x^3)...(1+x^n)$$ y el coeficiente de $x^k$ es la respuesta. Pero esto no facilita el problema.
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Sigo interesado en la solución de la pregunta tal y como se ha planteado, pero ¿hay alguna forma de calcular la varianza que he descrito anteriormente sin invocar este número?
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Parece que ha utilizado $k$ en dos sentidos diferentes: la suma con el máximo $\frac{n(n+1)}{2}$ y el número de bolas extraídas con el máximo $n$ si el sorteo es sin sustitución
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No creo que pueda haber una fórmula cerrada agradable aquí. Los valores iniciales $N_{n,k}: 1 \leq k \leq n$ coinciden con el número de particiones de $k$ en partes distintas, es decir, los valores de la función de partición $q(k)$ para el que no existe una forma cerrada conocida.
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Eso es lo que sospeché al resolver algunos casos. No es un problema fácil en absoluto...
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Para el cálculo de la varianza, I creer que la linealidad de la expectativa nos permite considerar la extracción de cada bola como un evento con probabilidad $k/n$ (aunque los eventos no sean claramente independientes) y calcular $E(X) = \frac{k}{n} \sum_{i=1}^n i = \frac{k(n+1)}{2}$ y $E(X^2) = \frac{k}{n} \sum_{i=1}^n \frac{k}{n} i^2 = \frac{k(n+1)(2n+1)}{6}$ y, a continuación, utilizar $\operatorname{Var}(X) = E(X^2) - E(X)^2.$
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En cuanto a la pregunta formulada en el título, no tengo ni idea.
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@ConnorHarris ¿Qué pasa con los términos cruzados en $E(X^2)$ ? Creo que debería ser $E(X^2) = \frac{k}{n}^2 \sum_{i=1}^n (\sum_{j \neq i} ji) + \frac{k}{n} \sum_{i=1}^n i$
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Dejar $a(n)$ sea el número de particiones de $n$ en partes distintas, y que $l_n=(n-\frac{1}{24})^{\frac{1}{2}}$ entonces $$ a(n)\sim \frac{e^\frac{\pi\cdot l_n}{\sqrt{3}}}{4\cdot 3^{\frac{1}{4}}\cdot l_n^{3/2}}$$ Esto es de la componente asintótica de la sección de fórmulas en este enlace: oeis.org/A000009 . lo siento por los repostings tenía errores en matemáticas jax y no permite la edición después de 5 minutos.
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@quantus14 ¿podría aportar alguna intuición de cómo se deriva esa expresión?
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@fireyoni09 tienes razón, lo siento.