En 1976 Gallagher demostró, bajo la suposición de una versión uniforme del Hardy-Littlewood $k$ -conjetura, que para cualquier $\lambda>0$ y enteros $k$ $$\#\{\text{ integers } x\leq X\ :\ \pi(x+\lambda \log x)-\pi(x)=k\}\sim e^{-\lambda}\frac{\lambda^k}{k!}X,$$ es decir, sigue una Distribución de Poisson .
Dado que los tiempos de espera para una distribución de Poisson es un distribución exponencial El trabajo de Gallagher también permite (bajo el supuesto de una conjetura uniforme de Hardy-Littlewood) que para un $\alpha,\beta$ $$\frac{1}{\pi(x)}\#\{n\leq \pi(x):\ g_n\in \left(\alpha \log x, \beta \log x\right)\}\sim \int_\alpha^\beta e^{-t}.$$ Así, la media geométrica de los $g_n$ asintóticamente será igual a $$\exp\left(\frac{1}{\pi(x)}\sum_{n\leq \pi(x)} \log (g_n)\right)\sim \exp\left(\log \log x+\int_0^\infty \log t e^{-t}dt\right).$$ Desde $\int_0^\infty \log t e^{-t}dt=-\gamma$ donde $\gamma$ es el Constante de Euler-Mascheroni y encontramos que la media geométrica es
$$\sim e^{-\gamma}\log x.$$