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diff --git a/buch/chapters/80-wahrscheinlichkeit/parrondo.tex b/buch/chapters/80-wahrscheinlichkeit/parrondo.tex index ac4163e..d1a38ca 100644 --- a/buch/chapters/80-wahrscheinlichkeit/parrondo.tex +++ b/buch/chapters/80-wahrscheinlichkeit/parrondo.tex @@ -6,3 +6,728 @@ \section{Das Paradoxon von Parrondo \label{buch:section:paradoxon-von-parrondo}} \rhead{Das Paradoxon von Parrondo} +Das Paradoxon von Parrondo ist ein der Intuition widersprechendes +Beispiel für eine Kombination von Spielen mit negativer Gewinnerwartung, +deren Kombination zu einem Spiel mit positiver Gewinnerwartung führt. +Die Theorie der Markov-Ketten und der zugehörigen Matrizen ermöglicht +eine sehr einfache Analyse. + +% +% Parrondo Teilspiele +% +\subsection{Die beiden Teilspiele +\label{buch:subsection:teilspiele}} + +\subsubsection{Das Spiel $A$} +Das Spiel $A$ besteht darin, eine Münze zu werfen. +Je nach Ausgang gewinnt oder verliert der Spieler eine Einheit. +Sei $X$ die Zufallsvariable, die den gewonnen Betrag beschreibt. +Für eine faire Münze ist die Gewinnerwartung in diesem Spiel natürlich +$E(X)=0$. +Wenn die Wahrscheinlichkeit für einen Gewinn $1+e$ ist, dann muss +die Wahrscheinlichkeit für einen Verlust $1-e$ sein, und die +Gewinnerwartung ist +\( +E(X) += +1\cdot P(X=1) + (-1)\cdot P(X=-1) += +1+e + (-1)(1-e) += +2e. +\) +Die Gewinnerwartung ist also genau dann negativ, wenn $e<0$ ist. + +\subsubsection{Das Spiel $B$} +Das zweite Spiel $B$ ist etwas komplizierter, da der Spielablauf vom +aktuellen Kapital $K$ des Spielers abhängt. +Wieder gewinnt oder verliert der Spieler eine Einheit, +die Gewinnwahrscheinlichkeit hängt aber vom Dreierrest des Kapitals ab. +Sei $Y$ die Zufallsvariable, die den Gewinn beschreibt. +Ist $K$ durch drei teilbar, ist die Gewinnwahrscheinlichkeit $\frac1{10}$, +andernfalls ist sie $\frac34$. +Formell ist +\begin{equation} +\begin{aligned} +P(Y=1|\text{$K$ durch $3$ teilbar}) &= \frac{1}{10} +\\ +P(Y=1|\text{$K$ nicht durch $3$ teilbar}) &= \frac{3}{4} +\end{aligned} +\label{buch:wahrscheinlichkeit:eqn:Bwahrscheinlichkeiten} +\end{equation} +Insbesondere ist die Wahrscheinlichkeit für einen Gewinn in zwei der +Fälle recht gross, in einem Fall aber sehr klein. + +\subsubsection{Übergangsmatrix im Spiel $B$} +\begin{figure} +\centering +\begin{tikzpicture}[>=latex,thick] +\def\R{2} +\def\r{0.5} +\coordinate (A) at (0,\R); +\coordinate (B) at ({\R*sqrt(3)/2},{-0.5*\R}); +\coordinate (C) at ({-\R*sqrt(3)/2},{-0.5*\R}); + +\draw[->,shorten >= 0.5cm,shorten <= 0.5cm] (A) -- (B); +\draw[->,shorten >= 0.5cm,shorten <= 0.5cm] (A) -- (C); +\draw[->,shorten >= 0.5cm,shorten <= 0.5cm] (C) -- (B); + +\draw[->,shorten >= 0.5cm,shorten <= 0.5cm] (B) to[out=90,in=-30] (A); +\draw[->,shorten >= 0.5cm,shorten <= 0.5cm] (C) to[out=90,in=-150] (A); +\draw[->,shorten >= 0.5cm,shorten <= 0.5cm] (B) to[out=-150,in=-30] (C); + +\pgfmathparse{0.93*\R} +\xdef\Rgross{\pgfmathresult} + +\node at (30:\Rgross) {$\frac34$}; +\node at (150:\Rgross) {$\frac14$}; +\node at (-90:\Rgross) {$\frac14$}; + +\pgfmathparse{0.33*\R} +\xdef\Rklein{\pgfmathresult} + +\node at (-90:\Rklein) {$\frac34$}; +\node at (30:\Rklein) {$\frac9{10}$}; +\node at (150:\Rklein) {$\frac1{10}$}; + +\fill[color=white] (A) circle[radius=\r]; +\draw (A) circle[radius=\r]; +\node at (A) {$0$}; + +\fill[color=white] (B) circle[radius=\r]; +\draw (B) circle[radius=\r]; +\node at (B) {$2$}; + +\fill[color=white] (C) circle[radius=\r]; +\draw (C) circle[radius=\r]; +\node at (C) {$1$}; + +\end{tikzpicture} +\caption{Zustandsdiagramm für das Spiel $B$, Zustände sind die +Dreierreste des Kapitals. +\label{buch:wahrscheinlichkeit:fig:spielB}} +\end{figure}% +Für den Verlauf des Spiels spielt nur der Dreierrest des Kapitals +eine Rolle. +Es gibt daher drei mögliche Zustände $0$, $1$ und $2$. +In einem Spielzug finde ein Übergang in einen anderen Zustand +statt, der Eintrag $b_{ij}$ ist die Wahrscheinlichkeit +\[ +b_{ij} += +P(K\equiv i|K\equiv j), +\] +dass ein Übergang vom Zustand $j$ in den Zustand $i$ stattfindet. +Die Matrix ist +\[ +B= +\begin{pmatrix} +0 &\frac14 &\frac34\\ +\frac1{10} &0 &\frac14\\ +\frac9{10} &\frac34 &0 +\end{pmatrix}. +\] + +\subsubsection{Gewinnerwartung in einem Einzelspiel $B$} +Die Gewinnerwartung einer einzelnen Runde des Spiels $B$ hängt natürlich +ebenfalls vom Ausgangskapital ab. +Mit den Wahrscheinlichkeiten von +\eqref{buch:wahrscheinlichkeit:eqn:Bwahrscheinlichkeiten} +findet man die Gewinnerwartung +\begin{equation} +\begin{aligned} +E(Y| \text{$K$ durch $3$ teilbar}) +&= +1\cdot P(Y=1|K\equiv 0\mod 3) ++ +(-1)\cdot P(Y=-1|K\equiv 0\mod 3) +\\ +&= +\frac1{10} +- +\frac{9}{10} += +-\frac{8}{10} +\\ +E(Y| \text{$K$ nicht durch $3$ teilbar}) +&= +1\cdot P(Y=1|K\not\equiv 0\mod 3) ++ +(-1)\cdot P(Y=-1|K\not\equiv 0\mod 3) +\\ +&= +\frac34-\frac14 += +\frac12. +\end{aligned} +\label{buch:wahrscheinlichkeit:eqn:Berwartungen} +\end{equation} +Falls $K$ durch drei teilbar ist, muss der Spieler +also mit einem grossen Verlust rechnen, andernfalls mit einem +moderaten Gewinn. + +Ohne weiteres Wissen über das Anfangskapital ist es zulässig anzunehmen, +dass die drei möglichen Reste die gleiche Wahrscheinlichkeit haben. +Die Gewinnerwartung in diesem Fall ist dann +\begin{align} +E(Y) +&= +E(Y|\text{$K$ durch $3$ teilbar}) \cdot \frac13 ++ +E(Y|\text{$K$ nicht durch $3$ teilbar}) \cdot \frac23 +\notag +\\ +&= +-\frac{8}{10}\cdot\frac{1}{3} ++ +\frac{1}{2}\cdot\frac{2}{3} += +-\frac{8}{30}+\frac{10}{30} += +\frac{2}{30} += +\frac{1}{15}. +\label{buch:wahrscheinlichkeit:eqn:Beinzelerwartung} +\end{align} +Unter der Annahme, dass alle Reste die gleiche Wahrscheinlichkeit haben, +ist das Spiel also ein Gewinnspiel. + +Die Berechnung der Gewinnerwartung in einem Einzelspiel kann man +wie folgt formalisieren. +Die Matrix $B$ gibt die Übergangswahrscheinlichkeiten zwischen +verschiedenen Zuständen. +Die Matrix +\[ +G=\begin{pmatrix} + 0&-1& 1\\ + 1& 0&-1\\ +-1& 1& 0 +\end{pmatrix} +\] +gibt die Gewinne an, die bei einem Übergang anfallen. +Die Matrixelemente $g_{ij}b_{ij}$ des elementweisen Produktes +$G\odot B$ +von $G$ mit $B$ enthält in den Spalten die Gewinnerwartungen +für die einzelnen Übergänge aus einem Zustand. +Die Summe der Elemente der Spalte $j$ enthält die Gewinnerwartung +\[ +E(Y|K\equiv j) += +\sum_{i=0}^2 g_{ij}b_{ij} +\] +für einen Übergang aus dem Zustand $j$. +Man kann dies auch als einen Zeilenvektor schreiben, der durch Multiplikation +der Matrix $G\odot B$ mit dem Zeilenvektor +$\begin{pmatrix}1&1&1\end{pmatrix}$ +entsteht: +\[ +\begin{pmatrix} +E(Y|K\equiv 0)& +E(Y|K\equiv 1)& +E(Y|K\equiv 2) +\end{pmatrix} += +\begin{pmatrix}1&1&1\end{pmatrix} +G\odot B. +\] +Die Gewinnerwartung ist dann das Produkt +\[ +E(Y) += +\sum_{i=0}^2 +E(Y|K\equiv i) p_i += +\begin{pmatrix}1&1&1\end{pmatrix} +(G\odot B)p. +\] +Tatsächlich ist +\[ +G\odot B += +\begin{pmatrix} + 0 &-\frac14 & \frac34\\ + \frac1{10} & 0 &-\frac14\\ +-\frac9{10} & \frac34 & 0 +\end{pmatrix} +\quad\text{und}\quad +\begin{pmatrix}1&1&1\end{pmatrix} G\odot B += +\begin{pmatrix}-\frac{8}{10}&\frac12&\frac12\end{pmatrix}. +\] +Dies stimmt mit den Erwartungswerten in +\eqref{buch:wahrscheinlichkeit:eqn:Berwartungen} +überein. +Die gesamte Geinnerwartung ist dann +\begin{equation} +(G\odot B) +\begin{pmatrix}\frac13&\frac13&\frac13\end{pmatrix} += +\begin{pmatrix}-\frac{8}{10}&\frac12&\frac12\end{pmatrix} +\begin{pmatrix}\frac13&\frac13&\frac13\end{pmatrix} += +\frac13\biggl(-\frac{8}{10}+\frac12+\frac12\biggr) += +\frac13\cdot\frac{2}{10} += +\frac{1}{15}, +\label{buch:wahrscheinlichkeit:eqn:BodotEinzelerwartung} +\end{equation} +dies stimmt mit \eqref{buch:wahrscheinlichkeit:eqn:Beinzelerwartung} +überrein. + +\subsubsection{Das wiederholte Spiel $B$} +Natürlich spielt man das Spiel nicht nur einmal, sondern man wiederholt es. +Es ist verlockend anzunehmen, dass die Dreierreste $0$, $1$ und $2$ des +Kapitals immer noch gleich wahrscheinlich sind. +Dies braucht jedoch nicht so zu sein. +Wir prüfen die Hypothese daher, indem wir die Wahrscheinlichkeit +für die verschiedenen Dreierreste des Kapitals in einem interierten +Spiels ausrechnen. + +Das Spiel kennt die Dreierreste als die drei für das Spiel ausschlaggebenden +Zuständen. +Das Zustandsdiagramm~\ref{buch:wahrscheinlichkeit:fig:spielB} zeigt +die möglichen Übergänge und ihre Wahrscheinlichkeiten, die zugehörige +Matrix ist +\[ +B += +\begin{pmatrix} +0 &\frac14 &\frac34\\ +\frac1{10} &0 &\frac14\\ +\frac9{10} &\frac34 &0 +\end{pmatrix} +\] +Die Matrix $B$ ist nicht negativ und man kann nachrechnen, dass $B^2>0$ ist. +Damit ist die Perron-Frobenius-Theorie von +Abschnitt~\ref{buch:section:positive-vektoren-und-matrizen} +anwendbar. + +Ein Eigenvektor zum Eigenwert $1$ kann mit Hilfe des Gauss-Algorithmus +gefunden werden: +\begin{align*} +\begin{tabular}{|>{$}c<{$}>{$}c<{$}>{$}c<{$}|} +\hline +-1 &\frac14 &\frac34 \\ +\frac1{10} &-1 &\frac14 \\ +\frac9{10} &\frac34 &-1 \\ +\hline +\end{tabular} +&\rightarrow +\begin{tabular}{|>{$}c<{$}>{$}c<{$}>{$}c<{$}|} +\hline +1 &-\frac14 &-\frac34 \\ +0 &-\frac{39}{40} & \frac{13}{40} \\ +0 & \frac{39}{40} &-\frac{13}{40} \\ +\hline +\end{tabular} +\rightarrow +\begin{tabular}{|>{$}c<{$}>{$}c<{$}>{$}c<{$}|} +\hline +1 &-\frac14 &-\frac34 \\ +0 & 1 &-\frac13 \\ +0 & 0 & 0 \\ +\hline +\end{tabular} +\rightarrow +\begin{tabular}{|>{$}c<{$}>{$}c<{$}>{$}c<{$}|} +\hline +1 & 0 &-\frac56 \\ +0 & 1 &-\frac13 \\ +0 & 0 & 0 \\ +\hline +\end{tabular} +\end{align*} +Daraus liest man einen möglichen Lösungsvektor mit den Komponenten +$5$, $2$ und $6$ ab. +Wir suchen aber einen Eigenvektor, der als Wahrscheinlichkeitsverteilung +dienen kann. +Dazu müssen sich die Komponente zu $1$ summieren, was man durch normieren +in der $l^1$-Norm erreichen kann: +\begin{equation} +p += +\begin{pmatrix} +P(K\equiv 0)\\ +P(K\equiv 1)\\ +P(K\equiv 2) +\end{pmatrix} += +\frac{1}{5+2+6} +\begin{pmatrix} +5\\2\\6 +\end{pmatrix} += +\frac{1}{13} +\begin{pmatrix} +5\\2\\6 +\end{pmatrix} +\approx +\begin{pmatrix} + 0.3846 \\ + 0.1538 \\ + 0.4615 +\end{pmatrix}. +\label{buch:wahrscheinlichkeit:spielBP} +\end{equation} +Die Hypothese, dass die drei Reste gleich wahrscheinlich sind, ist +also nicht zutreffend. + +Die Perron-Frobenius-Theorie sagt, dass sich die +Verteilung~\ref{buch:wahrscheinlichkeit:spielBP} nach einiger Zeit +einstellt. +Wir können jetzt auch die Gewinnerwartung in einer einzelnen +Runde des Spiels ausgehend von dieser Verteilung der Reste des Kapitals +berechnen. +Dazu brauchen wir zunächst die Wahrscheinlichkeiten für Gewinn oder +Verlust, die wir mit dem Satz über die totale Wahrscheinlichkeit +nach +\begin{align*} +P(Y=+1) +&= +P(Y=+1|K\equiv 0) \cdot P(K\equiv 0) ++ +P(Y=+1|K\equiv 1) \cdot P(K\equiv 1) ++ +P(Y=+1|K\equiv 2) \cdot P(K\equiv 2) +\\ +&= +\frac{1}{10}\cdot\frac{5}{13} ++ +\frac{3}{4} \cdot\frac{2}{13} ++ +\frac{3}{4} \cdot\frac{6}{13} +\\ +&= +\frac1{13}\biggl( +\frac{1}{2}+\frac{3}{2}+\frac{9}{2} +\biggr) += +\frac{13}{26} += +\frac12 +\\ +P(Y=-1) +&= +P(Y=-1|K\equiv 0) \cdot P(K\equiv 0) ++ +P(Y=-1|K\equiv 1) \cdot P(K\equiv 1) ++ +P(Y=-1|K\equiv 2) \cdot P(K\equiv 2) +\\ +&= +\frac{9}{10}\cdot\frac{5}{13} ++ +\frac{1}{4} \cdot\frac{2}{13} ++ +\frac{1}{4} \cdot\frac{6}{13} +\\ +&= +\frac{1}{13}\biggl( +\frac{9}{2} + \frac{1}{2} + \frac{3}{2} +\biggr) += +\frac{1}{2} +\end{align*} +berechnen können. +Gewinn und Verlust sind also gleich wahrscheinlich, das Spiel $B$ ist also +ebenfalls fair. + +\subsubsection{Das modifizierte Spiel $B$} +\begin{figure} +\centering +\begin{tikzpicture}[>=latex,thick] +\def\R{2.5} +\def\r{0.5} +\coordinate (A) at (0,\R); +\coordinate (B) at ({\R*sqrt(3)/2},{-0.5*\R}); +\coordinate (C) at ({-\R*sqrt(3)/2},{-0.5*\R}); + +\draw[->,shorten >= 0.5cm,shorten <= 0.5cm] (A) -- (B); +\draw[->,shorten >= 0.5cm,shorten <= 0.5cm] (A) -- (C); +\draw[->,shorten >= 0.5cm,shorten <= 0.5cm] (C) -- (B); + +\draw[->,shorten >= 0.5cm,shorten <= 0.5cm] (B) to[out=90,in=-30] (A); +\draw[->,shorten >= 0.5cm,shorten <= 0.5cm] (C) to[out=90,in=-150] (A); +\draw[->,shorten >= 0.5cm,shorten <= 0.5cm] (B) to[out=-150,in=-30] (C); + +\pgfmathparse{0.93*\R} +\xdef\Rgross{\pgfmathresult} + +\node at (30:\Rgross) {$\frac34-\varepsilon$}; +\node at (150:\Rgross) {$\frac14+\varepsilon$}; +\node at (-90:\Rgross) {$\frac14+\varepsilon$}; + +\pgfmathparse{0.32*\R} +\xdef\Rklein{\pgfmathresult} + +\node at (-90:\Rklein) {$\frac34-\varepsilon$}; +\node at (30:\Rklein) {$\frac9{10}+\varepsilon$}; +\node at (150:\Rklein) {$\frac1{10}-\varepsilon$}; + +\fill[color=white] (A) circle[radius=\r]; +\draw (A) circle[radius=\r]; +\node at (A) {$0$}; + +\fill[color=white] (B) circle[radius=\r]; +\draw (B) circle[radius=\r]; +\node at (B) {$2$}; + +\fill[color=white] (C) circle[radius=\r]; +\draw (C) circle[radius=\r]; +\node at (C) {$1$}; + +\end{tikzpicture} +\caption{Zustandsdiagramm für das modifizerte Spiel $\tilde{B}$, +Zustände sind die Dreierreste des Kapitals. +Gegenüber dem Spiel $B$ +(Abbildung~\ref{buch:wahrscheinlichkeit:fig:spielB}) +sind die Wahrscheinlichkeiten für Verlust +um $\varepsilon$ vergrössert und die Wahrscheinlichkeiten für Gewinn um +$\varepsilon$ verkleinert worden. +\label{buch:wahrscheinlichkeit:fig:spielBtile}} +\end{figure} +% +Wir modifizieren jetzt das Spiel $B$ derart, dass die Wahrscheinlichkeiten +für Gewinn um $\varepsilon$ verringert werden und die Wahrscheinlichkeiten +für Verlust um $\varepsilon$ vergrössert werden. +Die Übergangsmatrix des modifzierten Spiels $\tilde{B}$ ist +\[ +\tilde{B} += +\begin{pmatrix} + 0 & \frac{1}{4}+\varepsilon & \frac{3}{4}-\varepsilon \\ +\frac{1}{10}-\varepsilon & 0 & \frac{1}{4}+\varepsilon \\ +\frac{9}{10}+\varepsilon & \frac{3}{4}-\varepsilon & 0 +\end{pmatrix} += +B ++ +\varepsilon +\underbrace{ +\begin{pmatrix} + 0& 1&-1\\ +-1& 0& 1\\ + 1&-1& 0 +\end{pmatrix} +}_{\displaystyle F} +\] +Wir wissen bereits, dass der Vektor $p$ +von \eqref{buch:wahrscheinlichkeit:spielBP} +als stationäre Verteilung +Eigenvektor zum Eigenwert +$B$ ist, wir versuchen jetzt in erster Näherung die modifizierte +stationäre Verteilung $p_{\varepsilon}=p+\varepsilon p_1$ des modifizierten +Spiels zu bestimmen. + +\subsubsection{Gewinnerwartung im modifizierten Einzelspiel} +Die Gewinnerwartung aus den verschiedenen Ausgangszuständen kann mit Hilfe +des Hadamard-Produktes berechnet werden. +Wir berechnen dazu zunächst +\[ +G\odot \tilde{B} += +G\odot (B+\varepsilon F) += +G\odot B + \varepsilon G\odot F +\quad\text{mit}\quad +G\odot F = \begin{pmatrix} +0&1&1\\ +1&0&1\\ +1&1&0 +\end{pmatrix}. +\] +Nach der früher dafür gefundenen Formel ist +\begin{align*} +\begin{pmatrix} +E(Y|K\equiv 0)& +E(Y|K\equiv 1)& +E(Y|K\equiv 2) +\end{pmatrix} +&= +\begin{pmatrix}1&1&1\end{pmatrix} G\odot \tilde{B} +\\ +&= +\begin{pmatrix}1&1&1\end{pmatrix} G\odot B ++ +\varepsilon +\begin{pmatrix}1&1&1\end{pmatrix} G\odot F +\\ +&= +\begin{pmatrix} -\frac{8}{10}&\frac12&\frac12 \end{pmatrix} ++ +\varepsilon\begin{pmatrix}2&2&2\end{pmatrix} +\\ +&= +\begin{pmatrix} -\frac{8}{10}+2\varepsilon&\frac12+2\varepsilon&\frac12+2\varepsilon \end{pmatrix}. +\end{align*} +Unter der Annahme gleicher Wahrscheinlichkeiten für die Ausgangszustände, +erhält man die Gewinnerwartung +\begin{align*} +E(Y) +&= +\begin{pmatrix}1&1&1\end{pmatrix} G\odot \tilde{B} +\begin{pmatrix} +\frac13& +\frac13& +\frac13 +\end{pmatrix} +\\ +&= +\begin{pmatrix}1&1&1\end{pmatrix} G\odot B +\begin{pmatrix} \frac13& \frac13& \frac13 \end{pmatrix} ++ +\varepsilon +\begin{pmatrix}1&1&1\end{pmatrix} G\odot F +\begin{pmatrix} \frac13& \frac13& \frac13 \end{pmatrix} +\\ +&= +\frac1{15} ++ +2\varepsilon +\end{align*} +unter Verwendung der in +\eqref{buch:wahrscheinlichkeit:eqn:BodotEinzelerwartung} +berechneten Gewinnerwartung für das Spiel $B$. + +\subsubsection{Iteration des modifizierten Spiels} +Der Gaussalgorithmus liefert nach einiger Rechnung, die man am besten +mit einem Computeralgebrasystem durchführt, +\[ +\begin{tabular}{|>{$}c<{$}>{$}c<{$}>{$}c<{$}|} +\hline +-1 & \frac{1}{4}+\varepsilon & \frac{3}{4}-\varepsilon \\ +\frac{1}{10}-\varepsilon & -1 & \frac{1}{4}+\varepsilon \\ +\frac{9}{10}+\varepsilon & \frac{3}{4}-\varepsilon & -1 \\ +\hline +\end{tabular} +\rightarrow +% [ 2 ] +% [ 80 epsilon + 12 epsilon + 78 ] +%(%o15) Col 1 = [ ] +% [ 0 ] +% [ ] +% [ 0 ] +% [ 0 ] +% [ ] +% Col 2 = [ 2 ] +% [ 80 epsilon + 12 epsilon + 78 ] +% [ ] +% [ 0 ] +% [ 2 ] +% [ (- 80 epsilon ) + 40 epsilon - 65 ] +% [ ] +% Col 3 = [ 2 ] +% [ (- 80 epsilon ) - 12 epsilon - 26 ] +% [ ] +% [ 0 ] +\begin{tabular}{|>{$}c<{$}>{$}c<{$}>{$}c<{$}|} +\hline +1&0&-\frac{65-40\varepsilon+80\varepsilon^2}{78+12\varepsilon+80\varepsilon^2}\\ +0&0&-\frac{26+12\varepsilon+80\varepsilon^2}{78+12\varepsilon+80\varepsilon^2}\\ +0&0&0\\ +\hline +\end{tabular}, +\] +woraus man die Lösung +\[ +p += +\begin{pmatrix} +65-40\varepsilon+80\varepsilon^2\\ +26+12\varepsilon+80\varepsilon^2\\ +78+12\varepsilon+80\varepsilon^2\\ +\end{pmatrix} +\] +ablesen kann. +Allerdings ist dies keine Wahrscheinlichkeitsverteilung, +wir müssen dazu wieder normieren. +Die Summe der Komponenten ist +\[ +\|p\|_1 += +169 - 16 \varepsilon + 240 \varepsilon^2. +\] +Damit bekommen wir für die Lösung bis zur ersten Ordnung +\[ +p_\varepsilon += +\frac{1}{ 169 - 16 \varepsilon + 240 \varepsilon^2} +\begin{pmatrix} +65-40\varepsilon+80\varepsilon^2\\ +26+12\varepsilon+80\varepsilon^2\\ +78+12\varepsilon+80\varepsilon^2\\ +\end{pmatrix} += +% [ 2 3 ] +% [ 5 440 epsilon 34080 epsilon 17301120 epsilon ] +% [ -- - ----------- - -------------- + ----------------- + . . . ] +% [ 13 2197 371293 62748517 ] +% [ ] +% [ 2 3 ] +%(%o19)/T/ [ 2 188 epsilon 97648 epsilon 6062912 epsilon ] +% [ -- + ----------- + -------------- - ---------------- + . . . ] +% [ 13 2197 371293 62748517 ] +% [ ] +% [ 2 3 ] +% [ 6 252 epsilon 63568 epsilon 11238208 epsilon ] +% [ -- + ----------- - -------------- - ----------------- + . . . ] +% [ 13 2197 371293 62748517 ] +\frac{1}{13} +\begin{pmatrix} 5\\2\\6 \end{pmatrix} ++ +\frac{\varepsilon}{2197} +\begin{pmatrix} +-440\\188\\252 +\end{pmatrix} ++ +O(\varepsilon^2). +\] +Man beachte, dass der konstante Vektor der ursprüngliche Vektor $p$ +für das Spiel $B$ ist. +Der lineare Term ist ein Vektor, dessen Komponenten sich zu $1$ summieren, +in erster Ordnung ist also die $l^1$-Norm des Vektors wieder +$\|p_\varepsilon\|_1=0+O(\varepsilon^2)$. + +Mit den bekannten Wahrscheinlichkeiten kann man jetzt die +Gewinnerwartung in einem einzeln Spiel ausgehend von der Verteilung +$p_{\varepsilon}$ berechnen. +Dazu braucht man das Hadamard-Produkt +\[ +G\odot \tilde{B} += +\] +Wie früher ist +\begin{align*} +E(Y) +&= +e^t (G\odot \tilde{B}) p +\\ +&= +\begin{pmatrix} +\end{pmatrix} +p += +\end{align*} + +% +% Die Kombination +% +\subsection{Kombination der Spiele +\label{buch:subsection:kombination}} + +% +% Gewinn-Erwartung +% +\subsection{Gewinnerwartung +\label{buch:subsection:gewinnerwartung}} + +% +% Gleichgewichtszustand +% +\subsection{Gleichgewichtszustand +\label{buch:subsection:gleichgewichtszustand}} + + + + diff --git a/buch/chapters/80-wahrscheinlichkeit/rechnungen/btilde.maxima b/buch/chapters/80-wahrscheinlichkeit/rechnungen/btilde.maxima new file mode 100644 index 0000000..16be152 --- /dev/null +++ b/buch/chapters/80-wahrscheinlichkeit/rechnungen/btilde.maxima @@ -0,0 +1,46 @@ +Btilde: matrix( + [ -1 , 1/4 + epsilon, 3/4 - epsilon ], + [ 1/10 - epsilon, -1 , 1/4 + epsilon ], + [ 9/10 + epsilon, 3/4 - epsilon, -1 ] +); + +r: expand(Btilde[1] / Btilde[1,1]); +Btilde[1]: r; +Btilde[2]: Btilde[2] - Btilde[2,1] * r; +Btilde[3]: Btilde[3] - Btilde[3,1] * r; + +Btilde: expand(Btilde); + +r: Btilde[2] / Btilde[2,2]; +Btilde[2]: r; +Btilde[3]: Btilde[3] - Btilde[3,2] * r; + +Btilde: ratsimp(expand(Btilde)); + +Btilde[1]: Btilde[1] - Btilde[1,2] * Btilde[2]; + +Btilde: ratsimp(expand(Btilde)); + +l: 78 + 12 * epsilon + 80 * epsilon^2; + +D: ratsimp(expand(l*Btilde)); +n: ratsimp(expand(l -D[1,3] -D[2,3])); + +p: (1/n) * matrix( +[ -Btilde[1,3]*l ], +[ -Btilde[2,3]*l ], +[ l ] +); +p: ratsimp(expand(p)); + +taylor(p, epsilon, 0, 3); + +G: matrix( + [ 0, 1, -1 ], + [ -1, 0, 1 ], + [ 1, -1, 0 ] +); + +e: matrix([1,1,1]); + +ratsimp(expand(e. (G*Btilde) . p)); |