 Úgy látom, hogy a probléma nem mozgatta meg senki fantáziáját, viszont nem szeretném, ha így félben maradna, ezért elmondok két megoldást, amelyek ugyan mindketten a teljes valószínűség tételén alapulnak, de mégis különbözőek.
1. megoldás:
Legyen Am az az esemény, hogy az első k háremhölgy között a legszebb szépségindexe m. Határozzuk meg ennek valószínűségét a klasszikus \displaystyle (\frac{kedvező~esetek~száma}{összes~esetek~száma}) képlettel! \displaystyle m értékei nyilván \displaystyle k,k+1,...,n lehetnek.
Az összes esetek száma nyilván \displaystyle n!
A kedvező esetek számához a következőképpen jutunk:
1. az első \displaystyle k háremhölgy kiválasztását úgy kezdjük, hogy kiválasztjuk az \displaystyle m szépségindexűt, és választunk hozzá még \displaystyle k-1-et a kevésbé szépek közül. Ezek száma nyilván \displaystyle m-1 tehát ezt a kiválasztást \displaystyle \binom{m-1}{k-1} féleképpen tehetjük meg.
2. az első \displaystyle k háremhölgyet \displaystyle k! féle sorrendben helyezhetjük el, míg a maradék \displaystyle n-k háremhölgyet \displaystyle (n-k)! féle sorrendben.
3. így a kedvező esetek száma: \displaystyle \binom{m-1}{k-1}k!(n-k)!
Ezek alapján \displaystyle A_m valószínűsége: \displaystyle P(A_m)=\frac{\binom{m-1}{k-1}k!(n-k)!}{n!}=\frac{\binom{m-1}{k-1}}{\binom{n}{k}}.
Legyen \displaystyle B az az esemény, hogy Szindbádnak sikerül kiválasztania a legszebb háremhölgyet.
Ha az első \displaystyle k háremhölgy között a legszebb szépségindexe \displaystyle m, akkor Szindbád abban az esetben tudja kiválasztani a legszebbet, ha az \displaystyle m szépségindexű háremhölgynél szebbek közül a legszebb jön először. Az \displaystyle m szépségindexű háremhölgynél szebbek száma \displaystyle n-m és mindegyikük egyenlő valószínűséggel jön elsőnek, így annak valószínűsége, hogy a legszebb jön először \displaystyle \frac{1}{n-m}.
Így \displaystyle P(B|A_m)=\frac{1}{n-m}, illetve \displaystyle 0, ha \displaystyle m=n (hiszen Szindbád hoppon marad). A teljes valószínűség tétele alapján
\displaystyle P(B)=\sum_{m=k}^{n-1} \frac{1}{n-m}\frac{\binom{m-1}{k-1}}{\binom{n}{k}}=\frac{1}{\binom{n}{k}} \sum_{m=k}^{n-1} \frac{\binom{m-1}{k-1}}{n-m}
2. megoldás:
Legyen \displaystyle C_i az az esemény, hogy a legszebb hölgy \displaystyle i-ediknek érkezik. Nyilván ennek valószínűsége \displaystyle \frac{1}{n}, hiszen minden helyen egyforma valószínűséggel érkezhet. Legyen \displaystyle B az az esemény, hogy Szindbádnak sikerül kiválasztania a legszebb háremhölgyet. Nézzük meg, mennyi a valószínűsége annak, hogy Szindbád a legszebbet választja, ha az \displaystyle i-ediknek érkezik, azaz keressük \displaystyle P(B|C_i) értékét!
1. Ha \displaystyle i\leq k, akkor nyilván Szindbád nem tudja kiválasztani a legszebbet, hiszen az elment az orra előtt az első \displaystyle k között (hoppon marad), így \displaystyle P(B|C_i)=0
2. Ha \displaystyle i>k, akkor Szindbád akkor választja a legszebbet, ha az előtte érkező \displaystyle i-1 hölgy közül a legszebb benne van az első \displaystyle k-ban, tehát a lehetséges \displaystyle i-1 azonos valószínűségű lehetőség közül \displaystyle k kedvező van. Így \displaystyle P(B|C_i)=\frac{k}{i-1}.
Így a teljes valószínűség tétele alapján
\displaystyle P(B)=\sum_{i=k+1}^{n} \frac{k}{i-1}\frac{1}{n}=\frac{k}{n}\sum_{i=k+1}^{n}\frac{1}{i-1}
Következmények:
1. Ha mindkét megoldás hibátlan, akkor
\displaystyle \frac{1}{\binom{n}{k}} \sum_{m=k}^{n-1} \frac{\binom{m-1}{k-1}}{n-m}=\frac{k}{n}\sum_{i=k+1}^{n}\frac{1}{i-1}
ami a 2023-09-29-én közreadott Egy érdekes egyenlőség.
2. \displaystyle \int_k^n \frac{1}{x} dx < \sum_{i=k+1}^{n}\frac{1}{i-1}< \int_{k-1}^{n-1} \frac{1}{x} dx, azaz \displaystyle \ln(\frac{n}{k}) < \sum_{i=k+1}^{n}\frac{1}{i-1}<\ln(\frac{n-1}{k-1}), így \displaystyle \frac{k}{n}\ln(\frac{n}{k}) < \frac{k}{n}\sum_{i=k+1}^{n}\frac{1}{i-1}<\frac{k}{n}\ln(\frac{n-1}{k-1}), ezért, ha \displaystyle f(x)=\frac{1}{x}\ln(x) , akkor \displaystyle P(B)\approx f(\frac{n}{k}). Mivel \displaystyle f(x) maximuma \displaystyle x=e-nél van, ezért Szindbád akkor választja ki legnagyobb eséllyel a legszebb hölgyet, ha \displaystyle \frac{n}{k}\approx e. Mivel \displaystyle f(e)=\frac{1}{e}, ezért \displaystyle P(B) < \frac{1}{e}.
Az utolsó kérdésre a válasz megtalálása nem igényel újabb gondolatot, ezért csak leírom:
\displaystyle P(\xi = m)=\sum_{i=k+1}^{m} \frac{\binom{m-1}{i-1}}{\binom{n}{i}}\frac{1}{i}\frac{k}{i-1},
ha \displaystyle m=k+1, k+2, ..., n és
\displaystyle P(\xi = 0)=\frac{k}{n}
|