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wobei p c die Wahrscheinlichkeit eines Crossover ist, p loss die Wahrscheinlichkeit ist,
dass durch ein Ein-Punkt-Crossover die Passung eines Chromosoms zum Schema h
verlorengeht, A der Erwartungswert der Anzahl Chromosomen ist, die zum Schema
h passen und nicht am Crossover teilnehmen, B der Erwartungswert der Anzahl
Chromosomen ist, die am Crossover teilnehmen und deren Passung zum Schema h
dadurch nicht verlorengeht, C die Gewinne an Chromosomen ist, die zum Schema h
passen, durch günstige Rekombinationen von Chromosomen.
Einige Betrachtungen zur Wahrscheinlichkeit p loss im Folgenden sollen uns hel-
fen, zu verstehen, wie sich p loss annähern lässt. Als Beispiel führen wir folgende
Rechnung an:
h = ** 0 * | 1 * 1 *
** 0 * 1 * 1 * = h
00000000 = c
h c 1 = 0000 | 1111
h
1
11111111 = c
h
c 2 = 1111 | 0000
h
2
h = ** 0 * | 1 * 1 *
** 0 * 1 * 1 * = h
00001010 = c
h c 1 = 0000 | 1111
1 h
11011111 = c
h c 2 = 1101 | 1010
2 h
So kann es vorkommen, dass zwei Chromosomen, die nicht zu h passen, es nach der
Rekombination sind. Genauso kann es auch sein, dass zwei Chromosomen, die zu h
passen, es auch noch nach dem Ein-Punkt-Crossover sind. Folglich gilt, dass
dl ( h )
L 1
1 N ( h , t + t s )
| pop |
p loss
·
,
A = p
x ( h )
B
wobei A dieWahrscheinlichkeit ist, dass der Schnittpunkt zwischen festgelegte Gene
fällt und B die Wahrscheinlichkeit ist, dass das zweite Chromosom zum Schema h
passt. Dem geneigten Leser bleibt es überlassen selbst zu ergründen, warum p loss
nur anhand einer oberen Schranke und nicht exakt angegeben werden kann.
Setzenwir nun der gerade erhaltene Ausdrucks für p loss ein, so entsteht folgender
Zusammenhang:
N ( h , t + t s + t x )
( 1 p x ) · N ( h , t + t s )
1 dl ( h )
L 1
1 N ( h , t + t s )
|pop|
+ p x
· N ( h , t + t s ) ·
·
1 dl ( h )
L 1
1 N ( h , t + t s )
| pop |
= N ( h , t + t s )
1 p x + p x ·
·
1 p x dl( h )
L 1
1 N ( h , t + t s )
| pop |
= N ( h , t + t s ) ·
·
dl( h )
L 1
( = N ( h , t ) ·
f rel ( h ) ·|pop|·
1 p x
· (1 N ( h , t ) ·
f rel ( h ))
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