Con este problema ya es un reto proporcionar una respuesta numérica que pueda utilizarse para comprobar los resultados de los métodos probabilísticos. probabilísticos. De hecho, esto puede hacerse, y mostraré cómo. Supongamos que tenemos $n$ y buscamos contar los resultados en los que una ventaja de al menos menos $q$ se obtuvo en algún momento. La idea es utilizar una cadena de Markov con estados $T$ y $A_p$ donde $-(q-1)\le p\le q-1.$ El estado $A_p$ representa el plomo $p$ con las obvias reglas de transición que esto implica. Por último, $T$ es un estado absorbente en el que la cadena permanece una vez que un plomo de $q$ se ha visto. Resolvemos este sistema de ecuaciones y obtenemos $T.$ Obtenemos para el presente problema que tiene $q=10$
$$\bbox[5px,border:2px solid #00A000]{ T(z) = {\frac {2{z}^{10}}{ \left( 2\,{z}^{10}-25\,{z}^{8} +50\,{z}^{6}-35\,{z}^{4}+10\,{z}^{2}-1 \right) \left( 2\,z-1 \right) }}.}$$
Queda por calcular
$$\frac{[z^{300}] T(z)}{2^{300}}.$$
Extrayendo el coeficiente obtenemos ${ 1.9744763278096917789\times 10^{90}}$
que da la probabilidad de haber visto una pista de al menos diez en algún momento durante $300$ invierte el valor
$$\bbox[5px,border:2px solid #00A000]{ 0.96928888382356097067.}$$
Observe que hemos utilizado el comando de series de Maple para extraer el coeficiente. Esto se puede sustituir si se desea convirtiendo $T(z)$ numéricamente en una descomposición de fracciones parciales y calculando los coeficientes a partir de una serie geométrica (lo he probado).
El código de Maple para esto incluye una rutina de enumeración para comprobar el resultado de la cadena de Markov, es el siguiente. Por supuesto, podemos resolver para $T$ manualmente pero aquí se ha mantenido el formato del sistema de ecuaciones.
X :=
proc(q)
option remember;
local sys, pos, sol, eq;
sys := \[A\[-(q-1)\] = z \* A\[-(q-2)\],
A\[q-1\] = z \* A\[q-2\]\];
for pos from -(q-2) to q-2 do
sys :=
\[op(sys),
A\[pos\] + \`if\`(pos=0, -1, 0) =
z \* A\[pos-1\] + z \* A\[pos+1\]\];
od;
sol := solve(sys, \[seq(A\[p\], p=-(q-1)..q-1)\]);
eq := T = 2\*z\*T +
z \* subs(op(1, sol), A\[-(q-1)\] + A\[q-1\]);
solve(eq, T);
end;
Q := (n, q) ->
coeff(series(X(q), z=0, n+1), z, n);
ENUM :=
proc(n, q)
option remember;
local ind, res, lead, d, pos;
res := 0;
for ind from 2^n to 2^(n+1)-1 do
d := convert(ind, base, 2);
lead := 0;
for pos to n do
if d\[pos\] = 1 then
lead := lead + 1;
else
lead := lead - 1;
fi;
if lead = q or lead = -q then
break;
fi;
od;
if pos < n+1 then
res := res + 1;
fi;
od;
res;
end;
Este método requiere muchos cálculos. Esperamos ver los datos numéricos verificados en un futuro post.
Lo que tenemos aquí está estrechamente relacionado con el DFA método .
Existe, entre otras, esta entrada en la OEIS, OEIS A216212 .
1 votos
No creo que tenga tiempo para hacer esto en su totalidad, pero la clave es considerar esto como un primer problema de tiempo de paso. La probabilidad de que el paseo aleatorio no pase de 10 es la misma que la probabilidad de que el primer tiempo de paso a 10 sea mayor que 300. Así que si sabes o puedes encontrar la distribución del primer tiempo de paso para un paseo aleatorio simple (ver por ejemplo Feller) entonces tienes una respuesta.
0 votos
Mirando la antigua pregunta, parece que sólo considera la probabilidad de obtener $10$ más Cara que Cruz, mientras que tú consideras ambos casos. A grandes rasgos, se puede duplicar la respuesta (muy a grandes rasgos, ya que se cuentan dos veces los escenarios en los que ambos $H$ y $T$ construir grandes pistas en algún momento).
0 votos
Eso sí, no estoy seguro de seguir el argumento dado para esa pregunta... el autor parece calcular correctamente la probabilidad de que $H-T10$ después de la $n^{th}$ juicio, pero eso no es suficiente. Después de todo, podrían estar empatados después de $300$ pero $H$ podría haber subido mucho en algún momento. Por supuesto, lo estoy leyendo rápidamente y puede que no lo entienda.
0 votos
La fórmula (del post enlazado) que estás utilizando es para la probabilidad de tener un $\ge 10$ de la ventaja después de la $n$ en cualquier momento del juego.
0 votos
Sí, me da igual cuándo se produzca la ventaja de 10, puede ser en cualquier momento, y no creo que la pregunta original planteara ningún equipo en concreto... se refería a que cualquier equipo lograra una ventaja de 10 partidos en algún momento de la temporada.
0 votos
Fue la lectura de Feller la que me impulsó a hacer este tipo de preguntas, pero él está muy por encima de mi cabeza con sus fórmulas y yo tengo un reto intelectual en lo que respecta a todo lo que va más allá de la simple Aritmética de la Probabilidad .... por lo que pensé que el Post original era algo a mi alcance.
0 votos
Antoni Parellada: Simplemente estoy simulando 300 tiradas a la vez, y contando cuántas veces sale Cara o Cruz por lo menos con 10 de ventaja. Es bastante más del 50% de las veces, basándome en una muestra limitada y fastidiosa de recoger. Estoy usando esta página: syzygy.virtualave.net/multicointoss.htm
0 votos
Además, estás leyendo mal la antigua pregunta. Tienes que utilizar la distribución normal para obtener la probabilidad de que el número total de cabezas al final sea superior a $155$ que da $0.281851431$ .
0 votos
Vale la pena señalar que el principio de reflexión nos dice que la probabilidad de que $H's$ el plomo llega a $10$ en algún momento del juicio es el doble de la probabilidad de que termine sobre $10$ ...por lo que es $2\times 0.281851431=0.563702862$ . En consecuencia, creo que su respuesta debe ser bastante alta.
0 votos
@AntoniParellada Tu respuesta parece demasiado baja. ¿Estás obteniendo una probabilidad de $.02$ ? así que prácticamente $0$ ? Pero la probabilidad de que $H-T>10$ al final de $300$ ensayos es la probabilidad de que tenga al menos $155$ Cabezas y la aproximación normal ya da que en torno a $.28$ ...claramente la respuesta aquí es mucho más alta que eso.
0 votos
Lulu- Eso es lo que estoy viendo simplemente con un muestreo repetido de 300 lanzamientos de monedas: mucho más del 50% de las veces un bando u otro lleva una ventaja de 10 o más en algún momento antes del final.
0 votos
Ok, pero mi simulación está saliendo a casi $1$ . Quiero decir, casi siempre consigo una pista o la otra por lo menos $10$ . Eso sí, acabo de lanzar el código... es más que probable que haya errores.
0 votos
@lulu - para ser honesto, estoy viendo al menos el 90% de las veces una ventaja de 10 o más ... pero no quería decir que por temor a ser reído. :-)
0 votos
Sin miedos... creo que $>.9$ es correcto.
0 votos
@AntoniParellada Así que ahora su respuesta es $1$ ? Eso se acerca mucho más a lo que yo creo.
0 votos
Vale la pena remarcar: el principio de reflexión funciona maravillosamente si se tiene una barrera... como digo, da $.56$ si sólo quieres $H$ para conseguir una ventaja. Dos barreras es más doloroso.
0 votos
@AntoniParellada Aunque todavía no tengo una prueba. La teoría de opciones tiene formas de tratar con dos barreras... pero es doloroso. El reverso del sobre dice que es $2\times .56 - P(both)$ . Y creo que la probabilidad de que ambas barreras se toquen no es tan alta...de ahí mi confianza en que la respuesta es bastante cercana $1$ (apoyado por la simulación).
0 votos
@Antoni Parellada - Sí, ¡es curioso cómo la retrospectiva suele ser 20/20!
0 votos
Más trabajo de fondo... la probabilidad de que $H's$ el plomo supera $20$ al final se trata de $.12$ por lo que la probabilidad de que $H's$ el plomo llega a $20$ en algún momento se trata de $.24$ . Por lo tanto, dado que $H$ obtiene una ventaja de $10$ la probabilidad de que $T$ puede recuperar una ventaja de $10$ es considerablemente menor que $.24$ (porque tendrá mucho menos tiempo para hacerlo). Por lo tanto, nuestra respuesta aquí es mayor que $2\times .56 - .24 = .88$ .
0 votos
@Antoni : la siguiente pregunta es ¿cuánto tiempo debe continuar el juego para que haya P > 90% de ver un Lead de al menos 10? Supongo que 200 vueltas.
0 votos
@lulu : No tengo claro que exigir a la otra parte que "recupere" después de que la otra parte haya alcanzado la barrera sea la misma Pregunta/Problema. La idea es simplemente que cualquiera de los dos lados llegue a 10 en cualquier momento. No ambos, a no ser que te esté interpretando mal.
0 votos
Mi punto: Estoy tratando de hacer una estimación aproximada de la probabilidad. Quiero argumentar que la probabilidad de que se obtenga tanto una ventaja de Heads de $10$ y una ventaja de Colas de $10$ no es demasiado grande. Para apoyar esa afirmación, señalo que para conseguir primero la ventaja H y luego la ventaja T se requiere que la Cola recupere $20$ y eso no es fácil. Es un argumento que no tiene sentido, sin duda. Pero estoy tratando de evitar las integrales feas.
0 votos
¡@lulu gracias por toda tu ayuda!
0 votos
@Antoni Parellada - Gracias por perseverar con sus simulaciones.
0 votos
Entonces, ¿qué pasó con el comentario extendido de @Antoni Parellada y los resultados de su simulación? ¿Fue borrado por él ¿o alguien más? Hubo cierta confusión sobre lo que es una "ventaja". Por favor, inspeccione esta captura de pantalla para ver una simulación que muestra una ventaja de 10 cabezas después de 30 lanzamientos de monedas. prntscr.com/du509r Spacedarkgreen sugirió que la distribución de juicios/vueltas/votos hasta el primer paso de 10 es de lo que estamos hablando, y tiendo a estar de acuerdo, pero me falta la información sobre cómo calcular eso.
0 votos
@spaceisdarkgreen si tienes tiempo, ¿podrías detallar más esta solución? si dejamos $T = \inf\{n \geq 0 : X_n = 10\}$ donde $\{X_n\}$ es un paseo aleatorio, replanteamos el problema como encontrar la probabilidad de que $T \leq 300$ . ¿Cómo podemos encontrar la distribución en este tiempo de parada?
0 votos
@lulu Aparte de los errores de descuido en el código, mi opinión sobre la pregunta incluía carreras consecutivas. Esto no es lo que se pretendía en el OP. En cualquier caso, creo que esto podría ser una simulación:
set.seed(0); a = replicate(10^5, sample(c(-1, 1), 300, replace = T)); momentary_score = apply(a, 2, function(x) cumsum(x)); mean(apply(momentary_score, 2, function(x) sum(abs(x) > 9) > 0)) [1] 0.97006
. $97\%.$0 votos
@DanielXiang Quizás mañana. Me sorprende que no se haya resuelto dada la extensión de este hilo de comentarios. Yo añadiría que pensaba que era la probabilidad de que salga cara (no cara o cruz) por lo que lo interpreté como el problema estándar de primer paso que tiene una solución ampliamente conocida. Dos barreras no estaría tan seguro de dónde buscar.
0 votos
@spaceisdarkgreen Si lo ves como una variante de la estereotipada pregunta de las encuestas, que sugiere Feller, seguramente no importa cuál de los dos candidatos se pone a la cabeza.... la cuestión es con qué frecuencia uno de ellos se lanzará a una ventaja de 10 votos -en cualquier momento- durante los primeros 300 votos, suponiendo que el apoyo se divide aproximadamente al 50%. Se agradece cualquier aclaración sobre cómo calcular este tipo de cosas... sobre todo si se puede extrapolar a diferentes Ns de muestras y alturas de barreras.
0 votos
@Pseudoego Creía que la pregunta era la probabilidad de que uno de ellos se pusiera por delante, no la frecuencia. Al menos eso es lo que pone arriba.
0 votos
@Pseudoego Pero originalmente hasta leí mal la parte de arriba y pensé que te referías a la probabilidad de que las cabezas obtengan la ventaja. Para eso sugerí usar la distribución de tiempo de primer paso para un simple RW a 10. La probabilidad de que las cabezas no consigan la ventaja en 300 tiradas es la misma que la probabilidad de que el primer tiempo de paso a 10 sea más de 300 Este apunte de la conferencia lo deriva del principio de reflexión en la parte superior de la página 7 galton.uchicago.edu/~lalley/Courses/312/RW.pdf
0 votos
@Pseudoego Consiguen $P(\tau(m)>n) = 1 - P(S_n=m)-2P(S_n>m)$ donde $m$ es 10 y $n$ es 300. Las dos cosas se pueden calcular a partir de la distribución binomial. Sin embargo, aunque haya simetría, esto no te dará la probabilidad de que tanto la cara como la cruz obtengan la ventaja de 10. Para eso también necesitarías saber la probabilidad de que ambos obtengan la ventaja en algún momento.
0 votos
@Pseudoego ¿Quieres decir que la ventaja de 10 puntos, una vez ganada en cualquier punto, debe mantenerse hasta el final?
0 votos
@massimo - No, he afirmado varias veces que no importa quién obtiene la pista, cuándo se obtiene, o si se mantiene. Simplemente deseo saber cómo averiguar la Probabilidad de que un bando u otro obtenga 10 victorias de ventaja sobre el otro en cualquier momento del juego/votación en al menos UNA ocasión. Así que, sí, tiene razón la gente que dice que la respuesta se puede deducir calculando la Probabilidad de que un Paseo Aleatorio nunca llegue a 10 durante 300 tiradas, y luego restando eso de P=1,0