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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
))