เมนูนำทาง
ปัญหาวันเกิด การประมาณค่าการกระจายอนุกรมเทย์เลอร์ของฟังก์ชันเลขชี้กำลัง (ค่าคงตัว e ≈ 2.718281828)
e x = 1 + x + x 2 2 ! + ⋯ {\displaystyle e^{x}=1+x+{\frac {x^{2}}{2!}}+\cdots }สามารถประมาณค่า ex อันดับที่หนึ่งเมื่อ x ≪ 1 ดังนี้
e x ≈ 1 + x {\displaystyle e^{x}\approx 1+x\ }เพื่อใช้การประมาณนี้แก่นิพจน์แรกที่มาจาก p̅(n) กำหนดให้ x = −i/365 ดังนั้นเราจะได้
e − i / 365 ≈ 1 − i 365 {\displaystyle e^{-i/365}\approx 1-{\frac {i}{365}}\ }จากนั้นแทนที่ i ด้วยจำนวนเต็มไม่เป็นลบสำหรับแต่ละพจน์ในสูตรของ p̅(n) จนกระทั่ง i = n − 1 ตัวอย่างเช่นเมื่อ i = 1 จะได้
e − 1 / 365 ≈ 1 − 1 365 {\displaystyle e^{-1/365}\approx 1-{\frac {1}{365}}\ }นิพจน์แรกที่มาจาก p̅(n) จึงสามารถประมาณค่าได้ดังนี้
p ¯ ( n ) ≈ 1 × e − 1 / 365 × e − 2 / 365 ⋯ e − ( n − 1 ) / 365 = 1 × e − ( 1 + 2 + ⋯ + ( n − 1 ) ) / 365 = e − ( n ( n − 1 ) / 2 ) / 365 {\displaystyle {\begin{aligned}{\bar {p}}(n)&\approx 1\times e^{-1/365}\times e^{-2/365}\cdots e^{-(n-1)/365}\\&=1\times e^{-(1+2+\cdots +(n-1))/365}\\&=e^{-(n(n-1)/2)/365}\end{aligned}}}เพราะฉะนั้น
p ( n ) = 1 − p ¯ ( n ) ≈ 1 − e − n ( n − 1 ) / ( 2 × 365 ) {\displaystyle p(n)=1-{\bar {p}}(n)\approx 1-e^{-n(n-1)/(2\times 365)}}การประมาณที่หยาบกว่าของสูตรดังกล่าวคือ
p ( n ) ≈ 1 − e − n 2 / ( 2 × 365 ) {\displaystyle p(n)\approx 1-e^{-n^{2}/(2\times 365)}}ซึ่งยังคงแม่นยำพอใช้ได้ ดังที่เห็นจากกราฟในภาพประกอบ
จากการประมาณค่าดังกล่าว แนวทางที่เหมือนกันสามารถใช้ได้กับ "คน" และ "วัน" จำนวนเท่าใดก็ได้ ถ้าให้จำนวนวันเป็น n วันแทนที่จะเป็น 365 วัน ให้จำนวนคน m คน และ m ≪ n จากแนวทางข้างต้นเราจะได้ผลสำเร็จเป็น Pr[(m, n)] คือความน่าจะเป็นที่อย่างน้อยสองคนในกลุ่ม m คน มีวันเกิดตรงกันภายใน n วันที่กำหนด ดังนี้
P r [ ( m , n ) ] ≈ 1 − e − m 2 / 2 n {\displaystyle Pr[(m,n)]\approx 1-e^{-m^{2}/2n}\ }ความน่าจะเป็นที่คนสองคนไม่มีวันเกิดตรงกันเท่ากับ 364/365 หากกลุ่มคนมีจำนวน n คน จะสามารถจับคู่ได้ C(n, 2) = n(n − 1)/2 คู่ หรือเรียกได้ว่ามี C(n, 2) เหตุการณ์ ความน่าจะเป็นที่คนสองคนไม่มีวันเกิดตรงกันในกลุ่มคนดังกล่าว สามารถประมาณได้จากเหตุการณ์เหล่านี้ซึ่งสมมติว่าเป็นอิสระต่อกัน โดยคูณความน่าจะเป็นของพวกมันเข้าด้วยกัน กล่าวอย่างสั้นคือ 364/365 สามารถคูณกับตัวเองเป็นจำนวน C(n, 2) ตัว จะได้
p ¯ ( n ) ≈ ( 364 365 ) C ( n , 2 ) {\displaystyle {\bar {p}}(n)\approx \left({\frac {364}{365}}\right)^{C(n,2)}}เนื่องจากสิ่งนี้คือความน่าจะเป็นที่ไม่มีใครมีวันเกิดตรงกัน ดังนั้นความน่าจะเป็นที่จะมีใครบางคนมีวันเกิดตรงกันก็คือ
p ( n ) ≈ 1 − ( 364 365 ) C ( n , 2 ) {\displaystyle p(n)\approx 1-\left({\frac {364}{365}}\right)^{C(n,2)}}ใช้การประมาณปัวซงสำหรับทวินามกับกลุ่มคน 23 คน
P o i ( C ( 23 , 2 ) 365 ) = P o i ( 253 365 ) ≈ P o i ( 0.6932 ) {\displaystyle \mathrm {Poi} \left({\frac {C(23,2)}{365}}\right)=\mathrm {Poi} \left({\frac {253}{365}}\right)\approx \mathrm {Poi} (0.6932)} Pr ( X > 0 ) = 1 − Pr ( X = 0 ) ≈ 1 − e − 0.6932 ≈ 1 − 0.499998 = 0.500002 {\displaystyle \Pr(X>0)=1-\Pr(X=0)\approx 1-e^{-0.6932}\approx 1-0.499998=0.500002}ผลลัพธ์มีค่ามากกว่า 50% เช่นเดียวกับที่ได้อธิบายไว้ก่อนหน้านี้
การประมาณจำนวนคนเท่าที่จำเป็นที่จะทำให้เกิดโอกาส 50% เป็นอย่างน้อยที่จะมีวันเกิดตรงกัน โดยแฟรงก์ เอช. แมทิส สามารถหาได้จากสูตรดังนี้
n ≈ 1 2 + 1 4 − 2 × 365 × ln ( 0.5 ) = 22.999943 {\displaystyle n\approx {\frac {1}{2}}+{\sqrt {{\frac {1}{4}}-2\times 365\times \ln(0.5)}}=22.999943}นี่เป็นผลลัพธ์ของการประมาณที่ดี ซึ่งเหตุการณ์ 1 ใน k ของความน่าจะเป็นจะมีโอกาสเกิดขึ้น 50% เป็นอย่างน้อย ถ้าเหตุการณ์นั้นเกิดซ้ำ k ln 2 ครั้ง [5]
ความยาว สายอักขระ ฐานสิบหก | #บิต | ขนาดของ ปริภูมิแฮช (2#บิต) | จำนวนสมาชิกของแฮชที่ทำให้ {ความน่าจะเป็นที่แฮชชนกันอย่างน้อยหนึ่งครั้ง = p} | |||||||||
---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
p = 10−18 | p = 10−15 | p = 10−12 | p = 10−9 | p = 10−6 | p = 0.1% | p = 1% | p = 25% | p = 50% | p = 75% | |||
8 | 32 | 4.3×109 | 2 | 2 | 2 | 2.9 | 93 | 2.9×103 | 9.3×103 | 5.0×104 | 7.7×104 | 1.1×105 |
16 | 64 | 1.8×1019 | 6.1 | 1.9×102 | 6.1×103 | 1.9×105 | 6.1×106 | 1.9×108 | 6.1×108 | 3.3×109 | 5.1×109 | 7.2×109 |
32 | 128 | 3.4×1038 | 2.6×1010 | 8.2×1011 | 2.6×1013 | 8.2×1014 | 2.6×1016 | 8.3×1017 | 2.6×1018 | 1.4×1019 | 2.2×1019 | 3.1×1019 |
64 | 256 | 1.2×1077 | 4.8×1029 | 1.5×1031 | 4.8×1032 | 1.5×1034 | 4.8×1035 | 1.5×1037 | 4.8×1037 | 2.6×1038 | 4.0×1038 | 5.7×1038 |
(96) | (384) | (3.9×10115) | 8.9×1048 | 2.8×1050 | 8.9×1051 | 2.8×1053 | 8.9×1054 | 2.8×1056 | 8.9×1056 | 4.8×1057 | 7.4×1057 | 1.0×1058 |
128 | 512 | 1.3×10154 | 1.6×1068 | 5.2×1069 | 1.6×1071 | 5.2×1072 | 1.6×1074 | 5.2×1075 | 1.6×1076 | 8.8×1076 | 1.4×1077 | 1.9×1077 |
ช่องสีขาวในตารางนี้แสดงจำนวนสมาชิกของแฮชที่จำเป็น ที่ทำให้ความน่าจะเป็นที่แฮชชนกันตามกำหนด (ตามหลัก) โดยกำหนดปริภูมิแฮชในหน่วยบิตขนาดต่าง ๆ (ตามแถว) อุปมากับปัญหาวันเกิดได้ว่า "ขนาดของปริภูมิแฮช" คล้ายกับ "จำนวนวันที่ใช้ได้", "ความน่าจะเป็นที่แฮชชนกัน" คล้ายกับ "ความน่าจะเป็นที่คนมีวันเกิดตรงกัน", และ "จำนวนสมาชิกของแฮชที่จำเป็น" ก็คล้ายกับ "จำนวนคนที่จำเป็นในกลุ่ม" แน่นอนว่าใครก็ตามสามารถใช้แผนผังนี้เพื่อกำหนดขนาดของแฮชน้อยสุดที่จำเป็น (โดยกำหนดขอบเขตบนของแฮชและความน่าจะเป็นของความผิดพลาด) หรือความน่าจะเป็นที่แฮชชนกันได้ (เพื่อหาจำนวนแฮชตายตัวและความน่าจะเป็นของความผิดพลาด)
ยกตัวอย่างเพื่อการเปรียบเทียบ ความน่าจะเป็น 10−18 ถึง 10−15 คืออัตราความผิดพลาดบิตที่แก้ไขไม่ได้ของฮาร์ดดิสก์ทั่วไป [6] ฟังก์ชันแฮช 128 บิตอย่างเช่น เอ็มดี5 จึงควรดำรงอยู่ในช่วงนั้นจนกว่าจะแฮชเอกสารไปแล้วประมาณ 8.2 แสนล้านเอกสารในทางทฤษฎี ถึงแม้ว่าผลลัพธ์ที่เป็นไปได้ของมันจะมีได้มากยิ่งกว่านั้น
เมนูนำทาง
ปัญหาวันเกิด การประมาณค่าใกล้เคียง
ปัญหา ปัญหาสิ่งแวดล้อมในประเทศไทย ปัญหาวิถีสั้นสุด ปัญหาราชวงศ์ ปัญหาปี ค.ศ. 2000 ปัญหาการแต่งงานที่มีเสถียรภาพ ปัญหาสิ่งแวดล้อมในประเทศอัฟกานิสถาน ปัญหาสกันทอร์ป ปัญหาวันเกิด ปัญหารางวัลมิลเลนเนียมแหล่งที่มา
WikiPedia: ปัญหาวันเกิด http://www.panix.com/~murphy/bday.html http://arxiv.org/abs/cs/0701166 //doi.org/10.1093%2Fije%2F12.3.326 //doi.org/10.1137%2F1033051 //www.jstor.org/stable/2031144 http://ije.oxfordjournals.org/content/12/3/326.abs... //www.worldcat.org/issn/0036-1445 //www.worldcat.org/oclc/37699182