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Paseo aleatorio: policía captura al ladrón

Este es un problema a la hora de la reunión de varios independientes paseo aleatorio en el entramado de $\mathbb{Z}^1$:

Supongamos que hay un ladrón en el origen 0 y $N$ policías en el punto 2.

El ladrón y la policía comenzó su paseo aleatorio de forma independiente al mismo tiempo que sigue la misma regla: mover a la izquierda o a la derecha tanto con probabilidad 1/2.

Deje que $\tau_N$ denotar la primera vez que algún policía se reúne el ladrón.

No es difícil demostrar que $E\tau_1=\infty$.

así que ¿cuál es la menor de $N$ que $E\tau_N<\infty$?

Me fue mostrado este problema en mi curso de licenciatura en cadenas de Markov, pero mi maestro no me diga la solución. ¿Alguien sabe la solución o las referencias al problema?

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ND Geek Puntos 880

Primero algunas simplificaciones. Pretender que el origen se mueve con el ladrón; entonces podemos decir que el ladrón siempre se detiene, mientras que cada policía (más bien, cada oficial de policía) se mueve 2 lugares a la izquierda con probabilidad de $1/4$, se mueve 2 lugares a la derecha con probabilidad de $1/4 de dólares, y se detiene con una probabilidad de $1/2$. Ahora bien podríamos escala por un factor de 2, por lo que la mueve a la izquierda y la derecha son de 1 punto cada una (y de los funcionarios inicio en 1 en lugar de 2, a pesar de que no afecta a si la expectativa es infinito). Por último, si te gusta, ignora la posibilidad de parado y dejar que cada oficial de la caminata al azar en $\mathbb Z$ con probabilidades de $1/2$ a la izquierda y a la derecha: de pie todavía sólo multiplica la expectativa por $2$, se espera que el tiempo que se necesita para mover un punto.

Así que hemos reducido el siguiente problema: $N$ los agentes de policía hacen un estándar de paseo aleatorio en $\mathbb Z$, a partir del 1. La expectativa de que el tiempo que toma para que uno de ellos golpeó el origen finito o infinito?

Una identidad general será útil aquí. Deje de $X_k$ ser una secuencia de independiente coin flips (no necesariamente justa o idénticos monedas) con posibles resultados S (Éxito) o F (Fallo). Deje de $FS(n)$ ser la probabilidad de que el $n$th flip es el Primer Éxito (es decir, $X_1=\cdots=X_{n-1}={}$F y $X_n={}$S). Deje de $NSY(n)$ ser la probabilidad de que No ha habido Éxitos Aún por el $$n th paso (es decir, $X_1=\cdots=X_{n}={}$F). Luego de la expectativa de que el primer éxito es $$ \sum_{n=0}^\infty n FS(n) = \sum_{n=0}^\infty n \big( NSY(n-1)-NSY(n) \big) = \sum_{m=0}^\infty NSY(m) $$ después telescópica de la suma.

Ahora bien, creo (pero alguien debería comprobar) que en un estándar de la caminata al azar en $\mathbb Z$ a partir de la 1, la probabilidad de que 0 aún no ha sido golpeado por el $$n th paso es asintóticamente proporcional a $1/\sqrt$ n. (Esto probablemente tiene que ver con el catalán números). Esta es una manera de ver que $E\tau_1$ es infinita: es la suma de la serie infinita de $NSY(m)$, donde cada término es esencialmente un número constante de veces $1/\sqrt m$.

En el $N$-oficial de caso, No hay Éxito sin Embargo, la probabilidad es sólo el $N$th poder de los Sin Éxito, Todavía probabilidad de que al $N=1$. Por lo tanto para $N=2$, la serie todavía (apenas) divergen, pero convergen para $N=3$; en otras palabras, $E\tau_2 = \infty$ pero $E\tau_3<\infty$.

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drhorrible Puntos 16

(No tengo la suficiente reputación para dejar comentarios, así que lo estoy escribiendo en un post nuevo) el Uso de Greg Martin argumento y un acoplamiento adicional argumento (usando el hecho de que en cualquier momento $n$, con una probabilidad de $>1/2$, la caminata aleatoria correspondiente al ladrón es no negativa en un punto en el tiempo $n$) usted puede demostrar que $\mathbb{E}\tau_2 = +\infty$ así.

Su comentario acerca de los números de catalán también está en lo correcto; la única manera de caer por debajo de $0$ por primera vez en el paso de $2j+1$ es tener un Dyck camino de longitud $2j$ seguido por una caída en el salto; esto significa que la correspondiente probabilidad es de alrededor de $Cj^{-3/2}$, y sumando más de $j$ $1$ $n$ da $n^{-1/2}$.

Yo todavía no saben cómo demostrar que $\mathbb{E}\tau_3<+\infty$, aunque.

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