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Mostrando probabilidad marido junto a la esposa converge a $e^{-1}$

Inspirado por estas preguntas:

la cuestión más general de la probabilidad de que los asientos de $n$ parejas (es decir, $2n$ de los individuos) en una fila al azar significa que ninguna de las parejas se sentaron juntos puede ser expresado mediante la inclusión-exclusión como

$$\displaystyle\sum_{i=0}^n (-2)^i {n \choose i}\frac{(2n-i)!}{(2n)!}$$

which for small $n$ takes the values:

n   Probability of no couple together           
1   0           0   
2   1/3         0.3333333
3   1/3         0.3333333
4   12/35       0.3481481
5   47/135      0.3428571   
6   3655/10395  0.3516114
7   1772/5005   0.3540460
8   20609/57915 0.3558491

This made me wonder whether it converges to $e^{-1} \approx 0.3678794$ as $n$ increases, like other cases such as the secretary/dating problem and $\left(1-\frac1n\right)^n$ do. So I tried the following R code (using logarithms to avoid overflows)

couples  <- 1000000
together <- 0:couples
sum( (-1)^together * exp( log(2)*together + lchoose(couples,together) + 
     lfactorial(2*couples - together) - lfactorial(2*couples) ) ) 

which indeed gave a figure of $0.3678794$.

Cómo puede uno probar este límite?

2voto

user84413 Puntos 16027

Deje $a_n=\sum_{i=0}^n (-2)^i {n \choose i}\frac{(2n-i)!}{(2n)!}$, vamos a $b_n=(1-\frac{1}{n})^n$, y deje $c_n=\sum_{i=0}^n (-1)^i \frac{1}{i!}$.
Vamos a mostrar a continuación que $b_n\le a_n\le c_n$$n\ge2$, entonces podemos concluir que $\displaystyle\lim_{n\to\infty}a_n=\frac{1}{e}$
por el Teorema del encaje desde $\displaystyle\lim_{n\to\infty}b_n=\frac{1}{e}$$\displaystyle\lim_{n\to\infty}c_n=\frac{1}{e}$.

$\textbf{1)}$ Que $a_n\le c_n$$n\ge 2$, vamos a $$c_n-a_n=\sum_{i=0}^n (-1)^i \frac{1}{i!}-\sum_{i=0}^n (-2)^i {n \choose i}\frac{(2n-i)!}{(2n)!}$$ $$=\sum_{i=0}^n (-1)^i\frac{1}{i!}\bigg[1-\frac{2^{i}n!}{(n-i)!}\frac{(2n-i)!}{(2n)!}\bigg]=\sum_{i=0}^n(-1)^it_i,$$where $t_i=\frac{1}{i!}\bigg[1-\frac{2^{i}n!}{(n-i)!}\frac{(2n-i)!}{(2n)!}\bigg]>0$ for $i\ge 2$ desde $\frac{2^{i}n!}{(n-i)!}\frac{(2n-i)!}{(2n)!}=\frac{(2n)(2n-2)(2n-4)\cdots(2n-2i+2)}{(2n)(2n-1)(2n-2)\cdots(2n-i+1)}<1$.

Por lo tanto, para demostrar que $c_n-a_n\ge0$$n\ge2$, es suficiente para mostrar que

$t_{i}-t_{i+1}\ge0$ para cualquier entero $i\ge2$:

$$\displaystyle t_{i}-t_{i+1}=\frac{1}{i!}\bigg[1-\frac{2^{i}n!}{(n-i)!}\frac{(2n-i)!}{(2n)!}\bigg]-\frac{1}{(i+1)!}\bigg[1-\frac{2^{i+1}n!}{(n-i-1)!}\frac{(2n-i-1)!}{(2n)!}\bigg]$$ $$\displaystyle=\frac{1}{(i+1)!}\bigg[i+1-\frac{(i+1)2^{i}n!(2n-i)!}{(n-i)!(2n)!}-1+\frac{2^{i+1}n!(2n-i-1)!}{(n-i-1)!(2n)!}\bigg]$$ $$\displaystyle=\frac{1}{(i+1)!}\bigg[i-\frac{(i+1)2^{i}n!(2n-i)!}{(n-i)!(2n)!}+\frac{2^{i+1}(n-i)n!(2n-i-1)!}{(n-i)!(2n)!}\bigg],$$

así $t_{i}-t_{i+1}\ge0 \iff$ $$ i(n-i)!(2n)!\ge(i+1)2^{i}n!(2n-i)!-2^{i+1}(n-i)n!(2n-i-1)!$$

$$\\\ \;\;\;\;\; =\ 2^{i}n!(2n-i-1)!\big[(i+1)(2n-i)-2(n-i)\big]$$ $$\\\ \;\;=2^{i}n!(2n-i-1)!(i)(2n-i+1)\iff$$ $$(n-i)!(2n)!\ge2^{i}n!(2n-i-1)!(2n-i+1)\iff$$ $$\big[(2n)(2n-1)(2n-2)\cdots(2n-i+2)\big](2n-i)\ge2^{i}n(n-1)(n-2)\cdots(n-i+1)\iff$$ $$\big[(2n)(2n-1)(2n-2)\cdots(2n-i+2)\big](2n-i)\ge(2n)(2n-2)(2n-4)\cdots(2n-2i+2),$$ que es claramente cierto para cualquier entero $i\ge2$.

$\begin{align} p_7&=6\\ p_6&=(6)x+0\\ p_5&=((6)x+0)x-7\\ p_4&=(((6)x+0)x-7)+2\\ p_3&=((((6)x+0)x-7)+2)x+0\\ p_2&=(((((6)x+0)x-7)+2)x+0)-10\\ p_1&=((((((6)x+0)x-7)+2)x+0)-10)+20\\ p_0&=(((((((6)x+0)x-7)+2)x+0)-10)+20)-6 \end--------------------------------------$

$\textbf{2)}$ Que $a_n\ge b_n$$n\ge2$, podemos utilizar la Fórmula Binominal y, a continuación, proceder como en el anterior:

Deje $$a_n-b_n=\sum_{i=0}^n (-2)^i {n \choose i}\frac{(2n-i)!}{(2n)!}-\sum_{i=0}^n {n\choose i}\big(\frac{-1}{n}\big)^i$$ $$=\sum_{i=0}^n (-1)^{i} \frac{1}{i!}\bigg[\frac{2^{i}n!(2n-i)!}{(n-i)!(2n)!}-\frac{n!}{(n-i)!(n^{i})}\bigg]=\sum_{i=0}^n(-1)^i s_i,$$ donde $s_i=\frac{1}{i!}\bigg[\frac{2^{i}n(n-1)\cdots(n-i+1)}{(2n)(2n-1)\cdots(2n-i+1)}-\frac{n(n-1)\cdots(n-i+1)}{n^i}\bigg]>0$ $i\ge2$ desde $\;\;\;\;2^{i}n^{i}=(2n)^{i}\ge(2n)(2n-1)(2n-2)\cdots(2n-i+1).$

Por lo tanto, para demostrar que $a_n-b_n\ge0$$n\ge2$,

esto es suficiente para mostrar que $s_{i}-s_{i+1}\ge0$ para cualquier entero $i\ge2$:

$$s_{i}-s_{i+1}=\frac{1}{i!}\bigg[\frac{2^{i}n(n-1)\cdots(n-i+1)}{(2n)(2n-1)\cdots(2n-i+1)}-\frac{n(n-1)\cdots(n-i+1)}{n^i}\bigg]-\frac{1}{(i+1)!}\bigg[\frac{2^{i+1}n(n-1)\cdots(n-i)}{(2n)(2n-1)\cdots(2n-i)}-\frac{n(n-1)\cdots(n-i)}{n^{i+1}}\bigg]$$ $=\frac{1}{(i+1)!}\bigg[\frac{2^{i}(i+1)n(n-1)\cdots(n-i+1)}{(2n)(2n-1)\cdots(2n-i+1)}-\frac{(i+1)n(n-1)\cdots(n-i+1)}{n^i}-\frac{2^{i+1}n(n-1)\cdots(n-i)}{(2n)(2n-1)\cdots(2n-i)}+\frac{n(n-1)\cdots(n-i)}{n^{i+1}}\bigg]$ $=\frac{1}{(i+1)!}\bigg[\frac{2^{i}(i+1)(2n-i)n(n-1)\cdots(n-i+1)}{(2n)(2n-1)\cdots(2n-i)}-\frac{(n-1)(n-2)\cdots(n-i+1)[n(i+1)-(n-i)]}{n^i}\bigg]$,por lo que

$s_i-s_{i+1}\ge0\iff$ $2^{i}n^{i}(i+1)(2n-i)n(n-1)(n-2)\cdots(n-i+1)\ge i(n+1)(n-1)(n-2)\cdots(n-i+1)(2n)(2n-1)\cdots(2n-i)\iff$ $$2^{i}n^{i}(i+1)(2n-i)n\ge i(n+1)(2n)(2n-1)(2n-2)\cdots(2n-i)\iff$$ $$(2n)^{i}(i+1)n\ge i(n+1)(2n)(2n-1)(2n-2)\cdots(2n-i+1),$$ y esta desigualdad es válida desde $(i+1)n\ge i(n+1)$$(2n)^{i}\ge (2n)(2n-1)(2n-2)\cdots(2n-i+1)$.

1voto

Sharkos Puntos 11597

Observo que cada término con $i$ fijo enfoques de un buen límite. Tenemos

$$ 2^i \frac{n(n-1)(n-2)\cdots(n-i+1)}{i!} \frac1{(2n-i+1)(2n-i+2)\cdots(2n)} $$

o

$$ \frac1{i!} \frac{2n}{2n} \frac{2(n-1)}{2n-1} \cdots \frac{2(n-i+1)}{(2n-i+1)} \sim \frac 1{i!} $$

Esto le da a la serie, asumiendo los límites de la definición de los términos con $i>n$ a cero) se puede intercambiar,

$$\lim_{n\to\infty} \sum_{i=0}^\infty [\cdots] = \sum_{i=0}^\infty \lim_{n\to\infty} [\cdots] = \sum_{i=0}^\infty (-1)^i \frac1 {i!} \equiv e^{-1}$$

Justificando el límite de intercambio aún no lo he pensado, pero sospecho que esto puede ser demostrado ser fino, sin demasiado esfuerzo... de Edición: Usted probablemente puede usar la M de Weierstrass de la prueba.

0voto

Mark Struzinski Puntos 11288

Sin pérdida de generalidad, supongamos que todo el mundo está sentado en un círculo en lugar de una fila y que hay un asiento desocupado. Para cada mujer, la que probablemente sea la que su marido no está sentado junto a ella en cualquiera de los lados es $1 - \frac{2}{2 \cdot n}$ e hay $n$ mujeres, por lo que la probabilidad de que ninguna mujer está sentada junto a su marido es $(1- \frac{1}{n})^n$, cuyo límite es la definición de $\frac{1}{e}$.

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