完全順列

同義語:攪乱順列derangement

概要

完全順列(derangement)とは、有限集合の置換で不動点をもたないもの、すなわちどの元も自分自身に写さない全単射のことである。$\{1,\dots,n\}$ の完全順列の個数 $D_n$ は包除原理により $D_n=n!\sum_{j=0}^n\frac{(-1)^j}{j!}$ であり、$n\ge1$ では $\frac{n!}{e}$ に最も近い整数になる。したがって $n$ 個の帽子を無作為に返して誰も自分の帽子を受け取らない確率は、$n\to\infty$ で $\frac1e$ に近づく。$D_n$ は漸化式 $D_n=(n-1)(D_{n-1}+D_{n-2})$($n\ge2$)を満たす。

$$\newcommand{C}[0]{\mathbb{C}} \newcommand{div}[0]{\mathbin{÷}} \newcommand{N}[0]{\mathbb{N}} \newcommand{Q}[0]{\mathbb{Q}} \newcommand{R}[0]{\mathbb{R}} \newcommand{Z}[0]{\mathbb{Z}} $$

前提知識: 置換, 不動点, 包除原理

完全順列(derangement)とは、有限集合の置換で不動点をもたないもの、すなわちどの元も自分自身に写さない全単射のことである。$\{1,2,\dots,n\}$ の完全順列の個数を $D_n$ と書く。$n$ 人が預けた帽子を無作為に 1 つずつ返すとき、だれも自分の帽子を受け取らない返し方が完全順列であり、その確率は $D_n/n!$ である。攪乱順列ともいう。
$D_n$ には明示的な公式
$$ D_n=n!\sum_{j=0}^n\frac{(-1)^j}{j!}=n!\Bigl(1-\frac1{1!}+\frac1{2!}-\cdots+\frac{(-1)^n}{n!}\Bigr) $$
がある。括弧の中は $e^{-1}=\sum_{j\ge0}\frac{(-1)^j}{j!}$ の部分和なので、だれも自分の帽子を受け取らない確率は、人数 $n$ が大きくなると $\frac1e=0.3678\ldots$ に近づく。人数が 10 人でも 1000 人でもほとんど変わらない、という点が意外である。
この記事では、完全順列を定義し、個数の公式を包除原理で示す。続いて 2 つの漸化式と偶奇、$\frac{n!}e$ との関係、偶置換と奇置換の個数の差を導き、確率の直観が外れる場合を反例で示す。

結果内容仮定
prop-der-classify不動点の個数による置換の分類$0\le k\le n$
thm-der-formula個数の公式$n\ge0$
thm-der-rec2 つの漸化式$n\ge2$、$n\ge1$
prop-der-e$\frac{n!}e$ に最も近い整数$n\ge1$
thm-der-sign偶置換と奇置換の個数の差$n\ge1$

定義と例

完全順列

有限集合 $X$ の置換($X$ から $X$ への全単射)$\sigma$ が、すべての $x\in X$ で $\sigma(x)\ne x$ を満たすとき、$\sigma$ を $X$ の完全順列という。$n\ge0$ について、$[n]:=\{1,2,\dots,n\}$ の完全順列の個数を $D_n$ と書く。

$X=\emptyset$ の置換は空写像ただ 1 つで、条件「すべての $x\in X$ で $\sigma(x)\ne x$」を満たす(確かめる $x$ がない)ので、$D_0=1$ である。全単射 $f\colon X\to Y$ があれば、$\sigma\mapsto f\circ\sigma\circ f^{-1}$ は $X$ の完全順列と $Y$ の完全順列の間の全単射である($f\sigma f^{-1}(y)=y$ と $\sigma(f^{-1}(y))=f^{-1}(y)$ は同値)。したがって $n$ 元集合の完全順列の個数は、集合によらず $D_n$ である。
以下、$[n]$ の置換 $\sigma$ を、値を並べた列 $\sigma(1)\sigma(2)\cdots\sigma(n)$ で表す。

小さい n の完全順列
  • $n=1$:置換は $1$ だけで、不動点をもつ。$D_1=0$。
  • $n=2$:$21$ だけ。$D_2=1$。
  • $n=3$:$231$ と $312$。$D_3=2$。
  • $n=4$:$2143$、$2341$、$2413$、$3142$、$3412$、$3421$、$4123$、$4312$、$4321$ の 9 個。$D_4=9$。
    $n=4$ の 9 個のうち、$2143$・$3412$・$4321$ は 2 つの互換の積、残りの 6 個は長さ 4 の巡回置換である。

個数の公式

置換をその不動点の集合で分けると、すべての置換と完全順列が結びつく。

不動点の個数による分類

$0\le k\le n$ とする。$[n]$ の置換で不動点がちょうど $k$ 個のものの個数は $\binom nkD_{n-k}$ である。特に
$$ n!=\sum_{k=0}^n\binom nkD_{n-k} $$
である。

不動点の集合と残りの完全順列に分ける

$[n]$ の置換 $\sigma$ に、不動点の集合 $T:=\{i\mid\sigma(i)=i\}$ と、補集合 $[n]\setminus T$ への $\sigma$ の制限 $\tau$ を対応させる。$\sigma$ は単射で $\sigma(T)=T$ なので、$\sigma$ は $[n]\setminus T$ を $[n]\setminus T$ に写し、$\tau$ は $[n]\setminus T$ の置換である。$\tau$ の不動点は $\sigma$ の不動点で $T$ の外にあるものなので、ない。よって $\tau$ は $[n]\setminus T$ の完全順列である。
逆に、部分集合 $T$ と $[n]\setminus T$ の完全順列 $\tau$ が与えられたとき、$T$ の上で恒等写像、$[n]\setminus T$ の上で $\tau$ となる写像 $\sigma$ は $[n]$ の置換で、その不動点の集合はちょうど $T$ である。2 つの対応は互いに逆である。
$|T|=k$ のとき、$T$ の選び方は $\binom nk$ 通り、$\tau$ の選び方は $(n-k)$ 元集合の完全順列の個数 $D_{n-k}$ 通りなので、不動点がちょうど $k$ 個の置換は $\binom nkD_{n-k}$ 個ある。$k=0,\dots,n$ について足すと、置換の総数 $n!$ になる。$\square$

完全順列の個数

$n\ge0$ について
$$ D_n=\sum_{j=0}^n(-1)^j\binom nj(n-j)!=n!\sum_{j=0}^n\frac{(-1)^j}{j!} $$
である。

証明には包除原理の個数の形を使う:有限集合 $\Omega$ の部分集合 $A_1,\dots,A_n$ について、$I\subset[n]$ に対し $A_I:=\bigcap_{i\in I}A_i$($A_\emptyset:=\Omega$)とおくと、どの $A_i$ にも属さない $\Omega$ の元の個数は $\sum_{I\subset[n]}(-1)^{|I|}|A_I|$ である。

包除原理を使う

$n=0$ では両辺とも $1$ である。$n\ge1$ とし、$\Omega$ を $[n]$ の置換全体、$A_i:=\{\sigma\in\Omega\mid\sigma(i)=i\}$ とする。完全順列は、どの $A_i$ にも属さない置換である。
$|I|=j$ のとき、$A_I$ は $I$ の元をすべて固定する置換の全体である。そのような置換は $[n]\setminus I$ の置換($(n-j)$ 元集合の置換)と、前の証明と同じ制限の対応で 1 対 1 に対応するので、$|A_I|=(n-j)!$ である。$|I|=j$ となる $I$ は $\binom nj$ 個あるので、包除原理により
$$ D_n=\sum_{I\subset[n]}(-1)^{|I|}|A_I|=\sum_{j=0}^n(-1)^j\binom nj(n-j)! $$
である。$\binom nj(n-j)!=\frac{n!}{j!}$ なので、2 つめの式を得る。$\square$

別の証明:分類の式から帰納法で決める

prop-der-classify の式で $k=0$ の項 $D_n$ を残りから分けると $D_n=n!-\sum_{k=1}^n\binom nkD_{n-k}$ であり、$D_0,\dots,D_{n-1}$ から $D_n$ がただ 1 つに決まる。したがって、$E_n:=n!\sum_{j=0}^n\frac{(-1)^j}{j!}$ がすべての $n\ge0$ で $n!=\sum_{k=0}^n\binom nkE_{n-k}$ を満たすことを示せば、$n$ についての帰納法で $D_n=E_n$ となる($D_0=E_0=1$)。実際 $\sum_{k=0}^n\binom nkE_{n-k}=\sum_{k=0}^n\frac{n!}{k!}\sum_{j=0}^{n-k}\frac{(-1)^j}{j!}=n!\sum_{m=0}^n\frac1{m!}\sum_{j=0}^m\binom mj(-1)^j$ である($m:=k+j$ でまとめ、$\frac1{k!\,j!}=\frac1{m!}\binom mj$ を使った)。内側の和は二項定理により $(1-1)^m$ で、$m=0$ では $1$、$m\ge1$ では $0$ なので、全体は $n!$ である。

公式から $D_0,D_1,\dots,D_{10}$ を計算すると次の表になる。

$n$$0$$1$$2$$3$$4$$5$$6$$7$$8$$9$$10$
$D_n$$1$$0$$1$$2$$9$$44$$265$$1854$$14833$$133496$$1334961$
$n!$$1$$1$$2$$6$$24$$120$$720$$5040$$40320$$362880$$3628800$

漸化式と偶奇

2 つの漸化式
  1. $n\ge2$ について $D_n=(n-1)\bigl(D_{n-1}+D_{n-2}\bigr)$。
  2. $n\ge1$ について $D_n=nD_{n-1}+(-1)^n$。
1 は n の行き先で分け、2 は公式から

1:$[n]$ の完全順列 $\sigma$ を、$m:=\sigma(n)$ の値で分ける。$m\ne n$ なので $m\in[n-1]$ である。$m$ を 1 つ固定し、$\sigma(n)=m$ となる完全順列を、$\sigma(m)=n$ かどうかでさらに分ける。
(a) $\sigma(m)=n$ のもの:$\sigma$ は $\{m,n\}$ を入れ替え、残りの $n-2$ 元集合 $[n]\setminus\{m,n\}$ をそれ自身に写す。その上への制限は不動点をもたない置換である。逆に $[n]\setminus\{m,n\}$ の完全順列に互換 $m\leftrightarrow n$ を付け加えると $[n]$ の完全順列が戻る。よってこの場合は $D_{n-2}$ 個ある。
(b) $\sigma(m)\ne n$ のもの:$a:=\sigma^{-1}(n)$ とおくと、$a\ne n$($\sigma(n)=m\ne n$)かつ $a\ne m$($\sigma(m)\ne n$)なので $a\in[n-1]\setminus\{m\}$ である。$[n-1]$ の写像 $\tau$ を、$\tau(a):=m$、$i\ne a$ では $\tau(i):=\sigma(i)$ と定める。これは「$a\to n\to m$」を「$a\to m$」に縮めたもので、$\tau$ は $[n-1]$ の置換である(値 $n$ を取る唯一の点 $a$ の値を、$\sigma$ が $[n-1]$ の中で取らなかった値 $m$ に替えた)。$\tau(a)=m\ne a$、$i\ne a$ では $\tau(i)=\sigma(i)\ne i$ なので、$\tau$ は $[n-1]$ の完全順列である。逆に $[n-1]$ の完全順列 $\tau$ が与えられたとき、$a:=\tau^{-1}(m)$($\tau(m)\ne m$ なので $a\ne m$)とし、$\sigma(a):=n$、$\sigma(n):=m$、それ以外の $i$ では $\sigma(i):=\tau(i)$ と定めると、$\sigma$ は $[n]$ の完全順列で、$\sigma(n)=m$、$\sigma(m)=\tau(m)\ne n$ を満たす。2 つの対応は互いに逆なので、この場合は $D_{n-1}$ 個ある。
$m$ ごとに $D_{n-1}+D_{n-2}$ 個あり、$m$ の選び方は $n-1$ 通りなので、1 を得る。
2:thm-der-formula により、$n\ge1$ で
$$ D_n=n\cdot(n-1)!\sum_{j=0}^{n-1}\frac{(-1)^j}{j!}+n!\cdot\frac{(-1)^n}{n!}=nD_{n-1}+(-1)^n $$
である。$\square$

1 の証明は数え上げだけで閉じている。$D_0=1$、$D_1=0$ から 1 を繰り返し使えば、包除原理を使わずに表の値がすべて得られる。たとえば $D_5=4(D_4+D_3)=4\cdot11=44$ である。

完全順列の個数の偶奇

$n\ge1$ について、$D_n$ は $n$ が偶数なら奇数、$n$ が奇数なら偶数である。すなわち $D_n\equiv n-1\pmod 2$ である。

2 つめの漸化式から帰納法

$n=1$ では $D_1=0\equiv0$ である。$n\ge2$ とし、$n-1$ で正しいとする。thm-der-rec の 2 により $D_n=nD_{n-1}+(-1)^n\equiv nD_{n-1}+1\pmod2$ である。$n$ が偶数なら $nD_{n-1}\equiv0$ なので $D_n\equiv1\equiv n-1$ である。$n$ が奇数なら、帰納法の仮定より $D_{n-1}\equiv n-2\equiv1$ なので $D_n\equiv1+1\equiv0\equiv n-1$ である。$\square$

$n!/e$ との関係

以下では指数関数の級数表示 $e^{-1}=\sum_{j=0}^\infty\frac{(-1)^j}{j!}$ を使う(指数関数)。

$n!/e$ に最も近い整数

$n\ge1$ について次が成り立つ。

  1. $\frac{n!}e-D_n$ は $0$ でなく、その符号は $(-1)^{n+1}$ であり、$\bigl|\frac{n!}e-D_n\bigr|< \frac1{n+1}$ である。
  2. $D_n$ は $\frac{n!}e$ に最も近い整数である。すなわち $D_n=\bigl\lfloor\frac{n!}e+\frac12\bigr\rfloor$ である。
  3. $\bigl|\frac{D_n}{n!}-\frac1e\bigr|< \frac1{(n+1)!}$ であり、特に $\frac{D_n}{n!}\to\frac1e$($n\to\infty$)である。
交代級数の残りを挟む

thm-der-formula と $e^{-1}$ の級数から
$$ \frac{n!}e-D_n=\sum_{j=n+1}^\infty(-1)^j\frac{n!}{j!}=(-1)^{n+1}T,\qquad T:=c_1-c_2+c_3-c_4+\cdots,\quad c_i:=\frac{n!}{(n+i)!} $$
である。$c_1=\frac1{n+1}>c_2>c_3>\cdots>0$ で $c_i\to0$ である。級数 $\sum c_i$ は収束する($c_i\le\frac1{(n+1)^i}$)ので、項を 2 つずつまとめてよい。$T=(c_1-c_2)+(c_3-c_4)+\cdots$ の各括弧は正なので $T>0$、$T=c_1-(c_2-c_3)-(c_4-c_5)-\cdots$ の各括弧も正なので $T< c_1=\frac1{n+1}$ である。これで 1 が示された。
$n\ge1$ では $\frac1{n+1}\le\frac12$ なので、整数 $D_n$ は $\frac{n!}e$ からの距離が $\frac12$ 未満であり、そのような整数はただ 1 つである。これが 2 である。1 の不等式を $n!$ で割れば 3 を得る。$\square$

たとえば $\frac{4!}e=8.829\ldots$ で $D_4=9$、$\frac{5!}e=44.145\ldots$ で $D_5=44$ である。$\frac{D_{10}}{10!}=\frac{1334961}{3628800}=0.36787946\ldots$ は $\frac1e=0.36787944\ldots$ と小数第 7 位まで一致する。
prop-der-classify の式 $n!=\sum_k\binom nkD_{n-k}$ を指数型母関数で書き直すと、形式的冪級数の等式 $e^x\sum_{n\ge0}D_n\frac{x^n}{n!}=\frac1{1-x}$、すなわち $\sum_{n\ge0}D_n\frac{x^n}{n!}=\frac{e^{-x}}{1-x}$ になる(母関数 の命題「完全順列の指数型母関数」)。

偶置換と奇置換の個数の差

完全順列のうち偶置換と奇置換の個数の差は、行列式を使うと簡単に求まる。$J_n$ を成分がすべて $1$ の $n$ 次正方行列、$I_n$ を単位行列とする。

符号つきの個数

$n\ge1$ について、$[n]$ の完全順列のうち偶置換の個数から奇置換の個数を引いた値は
$$ \sum_{\sigma}\operatorname{sgn}\sigma=(-1)^{n-1}(n-1) $$
である($\sigma$ は $[n]$ の完全順列全体を動く)。

J−I の行列式を 2 通りに計算する

$A:=J_n-I_n$ とおく。$A$ の $(i,j)$ 成分 $a_{ij}$ は、$i\ne j$ なら $1$、$i=j$ なら $0$ である。行列式 の定義(置換についての和)により
$$ \det A=\sum_{\sigma}\operatorname{sgn}\sigma\prod_{i=1}^na_{i\sigma(i)} $$
で、$\sigma$ は $[n]$ の置換全体を動く。積 $\prod_ia_{i\sigma(i)}$ は、$\sigma(i)=i$ となる $i$ が 1 つでもあれば $0$、なければ $1$ である。したがって $\det A$ は、完全順列の符号の和に等しい。
一方、$\det A$ を行の基本変形で計算する。第 $2$ 行から第 $n$ 行までをすべて第 $1$ 行に加えても行列式は変わらない。各列の成分の和は $n-1$ なので、第 $1$ 行の成分はすべて $n-1$ になる。第 $1$ 行から $n-1$ をくくり出すと、第 $1$ 行の成分がすべて $1$ の行列 $A'$ について $\det A=(n-1)\det A'$ となる。次に第 $i$ 行($i\ge2$)から第 $1$ 行を引くと、第 $i$ 行は第 $i$ 成分が $0-1=-1$、ほかの成分が $1-1=0$ になる。こうしてできる行列は上三角で、対角成分は $1,-1,\dots,-1$ なので、$\det A'=(-1)^{n-1}$ である。よって $\det A=(-1)^{n-1}(n-1)$ である。$\square$

$n=3$ の完全順列 $231$、$312$ はどちらも長さ 3 の巡回置換で偶置換なので、差は $2=(-1)^2\cdot2$ である。$n=4$ では、2 つの互換の積 3 個が偶置換、長さ 4 の巡回置換 6 個が奇置換で(置換の符号)、差は $3-6=-3=(-1)^3\cdot3$ である。偶置換の完全順列の個数は $\frac12\bigl(D_n+(-1)^{n-1}(n-1)\bigr)$ になる。

反例と注意

反例:各人の事象は独立でない

無作為な置換で「$i$ 番の人が自分の帽子を受け取らない」事象を $B_i$ とすると、どの $i$ でも $B_i$ の確率は $1-\frac1n$ である。$B_1,\dots,B_n$ が独立なら、だれも受け取らない確率は $\bigl(1-\frac1n\bigr)^n$ になるはずだが、$n=2$ ではこれは $\frac14$ で、実際の値 $\frac{D_2}{2!}=\frac12$ と違う。$n=2$ の置換は $12$ と $21$ の 2 つで、$B_1$ と $B_2$ はどちらも「置換が $21$」という同じ事象なので、$P(B_1\cap B_2)=\frac12\ne\frac14=P(B_1)P(B_2)$ である。事象 $B_i$ は確率が等しいが独立でない。$n\to\infty$ では $\bigl(1-\frac1n\bigr)^n$ も $\frac1e$ に近づくが、これは極限が一致するだけで、各 $n$ の値は thm-der-formula で求めなければならない。

反例:確率は人数について単調でない

「人数が増えるほど、だれも自分の帽子を受け取らない確率は小さくなる(または大きくなる)」はどちらも誤りである。$\frac{D_n}{n!}$ は $n=1,2,3,4,5$ で $0,\ \frac12,\ \frac13,\ \frac38,\ \frac{11}{30}$ であり、増減を繰り返す。prop-der-e の 1 により $\frac{D_n}{n!}-\frac1e$ の符号は $(-1)^n$ なので、$\frac{D_n}{n!}$ は $\frac1e$ の上下に交互に来て近づく。

反例:切り捨てでは求まらない

$D_n=\bigl\lfloor\frac{n!}e\bigr\rfloor$ は一般には成り立たない。$n=2$ では $\frac2e=0.735\ldots$ の切り捨ては $0$ だが $D_2=1$ であり、$n=4$ でも $\lfloor8.829\ldots\rfloor=8\ne9=D_4$ である。prop-der-e の 1 により、$n$ が偶数なら $\frac{n!}e< D_n$ なので切り捨ては $D_n-1$ になり、$n$ が奇数なら $\frac{n!}e>D_n$ なので切り捨てが $D_n$ に一致する。正しい式は四捨五入の $\bigl\lfloor\frac{n!}e+\frac12\bigr\rfloor$ である。

名前について

完全順列を数える問題は「rencontres(出会い)の問題」とも呼ばれ、P. R. de Montmort が確率の問題として初めて解き、のちに Euler も独立に調べた(Sta12 第 2 章の注)。個数の公式、$\frac{n!}e$ に最も近い整数であること、2 つの漸化式と指数型母関数は Sta12 Example 2.2.1 にまとめられている。

関連項目

参考文献

[1]
Richard P. Stanley, Enumerative Combinatorics, Volume 1, Cambridge Studies in Advanced Mathematics 49, Cambridge University Press, 2012, Chapter 2:Example 2.2.1(p. 227、式 (2.11)–(2.14)、$n!/e$ に最も近い整数、指数型母関数)、第 2 章の注(p. 249、de Montmort と Euler)。頁は著者公開版(2011-07-15)の頁

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