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    Formulaire de report



    En bref

    Loi de probabilité de \(X\) : ensemble des couples $$(x,{\Bbb P}(X)=x),x\in X(\Omega)$$
    (Couple, Variable aléatoire, Ensemble des valeurs prises par une variable aléatoire)

    Définition

    Définition :
    Soit \(X\) une v.a. Définie sur l'espace probabilisé \((\Omega,{\mathcal F},P)\)
    La loi de probabilité de \(X\) est une fonction \(f\) telle que, pour toute tribu \(A\in{\mathcal F}\), la probabilité que \(X\) prenne une valeur dans cet ensemble est donnée par : $$P(X\in A)=\int_Af(x)\,dx$$

    Définition :
    Pour \(X\) une variable aléatoire, note \({{p_k}}={{P(X=x_k)}}\) pour chaque \(x_k\in X(\Omega)\)
    On a alors : $${{P_x}}:\begin{align}{\mathcal P}({\Bbb R})&\longrightarrow[0,1]\\ B&\longmapsto P_x(B)={{\sum_{x_k\in B}p_k=P(X\in B)}}\end{align}$$
    De plus, \(P_x\) est une probabilité sur \(({\Bbb R},{\mathcal P}({\Bbb R}))\) appelée loi de \(X\)

    Montrer que \(P_x\) est une probabilité

    \(P_x({\Bbb R})\)
    $$\begin{align} P_x({\Bbb R})&=\underset{x_k\in{\Bbb R}}{\sum_{x_k\in X(\Omega)}} P(X=x_k)=P\underbrace{\left(\bigcup_{x_k\in X(\Omega)}\{X=x_k\}\right)}_{\text{2 à 2 disjoints}}=1\end{align}$$

    \(\sigma\)-additivité

    Si \((B_i)_{i\in{\Bbb N}^*}\) sont des parties deux à deux disjointes de \({\Bbb R}\), alors $$\begin{align} P_x\left(\bigcup_{i=1}^{+\infty} B_i\right)&=\sum_{x_k\in\bigcup^{+\infty}_{i=1}B_i}P(X=x_k)\\ &=\sum^{+\infty}_{i=1}\underbrace{\left(\sum_{x_k\in B_i}P(X=x_k)\right)}_{P_x(B_i)}\end{align}$$

    Remarque :
    Les \(p_k\) pour tous les \(x_k\in X(\Omega)\) suffisent à déterminer la loi de \(X\) (si \(X\) discrète)
    Ils sont positifs et de somme \(1\)


    Caractérisation

    Un ensemble \(\{(x_k,p_k),k\in I\}\), avec \(I\) fini ou dénombrable définit une loi de probabilité si et seulement si :
    • \(\forall k\in I,p_k\geqslant0\)
    • \(\displaystyle\sum_{k\in I}p_k=1\)


    Lois de probabilité usuelles

    Loi de Bernoulli
    Loi binomiale
    Loi uniforme discrète
    Loi géométrique
    Loi de Poisson
    Loi hypergéométrique
    Mesure de Dirac
    Loi multinomiale
    Loi exponentielle
    Loi normale
    Loi d'Ewens
    Loi de Mallows

    Moyens de calculer la loi de probabilité


    Cas entier

    Proposition :
    Si \(X(\Omega)\subset{\Bbb N}\), alors \(\forall k\in{\Bbb N}^*\), $${{{\Bbb P}(X=k)}}={{\begin{align}&P(X\leqslant k)-{\Bbb P}(X\leqslant k-1)\\ &P(X\geqslant k)-{\Bbb P}(X\geqslant k+1)\end{align}}}$$

    Proposition :
    Soit \(X_1,\ldots,X_n\) des variables aléatoires discrètes i.i.d à valeur dans \({\Bbb N}\)
    On pose \(Y_n={{\max(X_1,\ldots,X_n)}}\)
    On a : $${{{\Bbb P}(Y_n\leqslant k)}}={{{\Bbb P}(X_1\leqslant k)^n}}$$

    Proposition :
    Soit \(X_1,\ldots,X_n\) des variables aléatoires discrètes i.i.d à valeur dans \({\Bbb N}\)
    On pose \(Z_n={{\min(X_1,\ldots,X_n)}}\)
    On a : $${{{\Bbb P}(Z_n\geqslant k)}}={{{\Bbb P}(X_1\geqslant k)^n}}$$

    (Variable aléatoire discrète, Variables aléatoires indépendantes)

    Propriétés


    Caractérisation de la variable aléatoire

    On a : $${{X\overset{ps}=Y}}\implies {{X\text{ et }Y\text{ ont la même loi} }}$$

    Caractérisation via une formule de transfert

    On a : $${{X\text{ et }Y\text{ ont la même loi} }}\iff{{\forall f\text{ mesurable}, \quad{\Bbb E}(f(X))={\Bbb E} (f(Y))}}$$

    Quelques formules

    Proposition :
    Pour toute fonction \(f\) croissante, on a : $${{\Bbb P(X\geqslant x)}}={{\Bbb P(f(X)\geqslant f(x))}}$$

    Proposition :
    On a : $${{\int_\Omega f(X(\omega))\,dP(\omega)}}={{\int_E f(x)\,dP_X(x)}}$$


    Exercices

    On jette deux dés non pipés et on considère la variable aléatoire \(X\) égale à la somme des points obtenus
    Quelle est la loi de \(X\) ? Même question pour la variable aléatoire \(Y\) égale au plus petit des points obtenus

    Dénombrement

    $$\beginalign\beginarrayc|ccccccX&1&2&3&4&5&6\\ \hline1&2&3&4&5&6&7\\ 2&3&4&5&6&7&8\\ 3&4&5&6&7&8&9\\ 4&5&6&7&8&9&10\\ 5&6&7&8&9&10&11\\ 6&
    7&8&9&10&11&12\endarray&\quad\text donc \quad\beginarrayc|ccccccccccck&2&3&4&5&6&7&8&9&10&11&12\\ \hline P(X=k)&1/36&2/36&3/36&4/36&5/36&6/36&5/36&4/36&3/36&2/36&1/36\endarray\\ \\ \beginarrayc|ccccccY&1&2&3&4&5&6\\ \hline1&1&1&1&1&1&1\\ 2&1&2&2&2&2&2\\ 3&1&2&3&3&3&3\\ 4&1&2&3&4&4&4\\ 5&1&2&3&4&5&5\\ 6&1&2&3&4&5&6\endarray&\quad\text donc \quad\beginarrayc|cccccc k&1&2&3&4&5&6\\ \hline P(Y=k)&11/36&9/36&7/36&5/36&3/36&1/36\endarray\endalign$$


    On choisit au hasard un nombre \(N\) de telle façon que pour chaque \(n\in{\Bbb N}^*\), on ait $$P(N=n)=\frac{9n}{4^{n+1}}$$
    On tire (au hasard, uniformément) une valeur \(X\) dans l'ensemble \(\{1,\ldots,N\}\)
    Donner \(P(X=1\mid N=3)\) puis \(P(X=1\mid N=n)\) pour chaque \(n\in{\Bbb N}^*\)

    1° : décodage d'énoncé (//équiprobabilité)

    Quand \(N=3\), \(X\) est tiré uniformément dans \(\{1,2,3\}\), donc $$P(X=1\mid N=3)=\frac13$$
    De même, \(P(X=1\mid N=n)=\frac1n\)


    On choisit au hasard un nombre \(N\) de telle façon que pour chaque \(n\in{\Bbb N}^*\), on ait $$P(N=n)=\frac{9n}{4^{n+1}}$$
    On tire (au hasard, uniformément) une valeur \(X\) dans l'ensemble \(\{1,\ldots,N\}\)
    Sachant que \(P(X=1\mid N=n)=\frac1n\) pour \(n\in{\Bbb N}^*\), calculer \(P(X=1)\)

    Formule des probabilités totales \(\to\) série géométrique

    $$\begin{align} P(X=1)&=\sum^{+\infty}_{n=1}P(X=1\mid N=n)P(N=n)\\ &=\sum^{+\infty}_{n=1}\frac{9}{4^{n+1}}\\ &=\frac94\sum^{+\infty}_{n=1}\frac1{4^n}\\ &=\frac34\end{align}$$

    (Formule des probabilités totales, Série géométrique (Formules utiles))


    On choisit au hasard un nombre \(N\) de telle façon que pour chaque \(n\in{\Bbb N}^*\), on ait $$P(N=n)=\frac{9n}{4^{n+1}}$$
    On tire (au hasard, uniformément) une valeur \(X\) dans l'ensemble \(\{1,\ldots,N\}\)
    On a \(P(X=1\mid N=n)=\frac1n\) pour \(n\in{\Bbb N}^*\)
    Combien valent \(P(\{X=3\}\cap\{N=5\})\) et \(P(\{X=5\}\cap\{N=3\})\) ?

    Première probabilité via la formule des probabilités composées
    $$P(\{X=3\}\cap\{N=5\})=P(X=3\mid N=5)P(N=5)=\frac9{4^6}=\frac9{4096}$$

    Deuxième probabilité est la probabilité d'un événement impossible

    \(P(\{X=5\}\cap\{N=3\})\) est impossible

    (Formule des probabilités composées - Conditionnements successifs)


    On choisit au hasard un nombre \(N\) de telle façon que pour chaque \(n\in{\Bbb N}^*\), on ait $$P(N=n)=\frac{9n}{4^{n+1}}$$
    On tire (au hasard, uniformément) une valeur \(X\) dans l'ensemble \(\{1,\ldots,N\}\)
    On a \(P(X=1\mid N=n)=\frac1n\) pour \(n\in{\Bbb N}^*\)
    Donner une expression de \(P(X=k\mid N=n)\) valable pour touts \(k,n\in{\Bbb N}^*\)

    C'est mieux en passant par une indicatrice

    $$P(X=k\mid N=n)=\begin{cases}0&&\text{si}\quad k\gt n\\ \frac1n&&\text{sinon.}&\end{cases}=\frac1n\Bbb1_{k\leqslant n}$$

    (Variable aléatoire indicatrice)


    On choisit au hasard un nombre \(N\) de telle façon que pour chaque \(n\in{\Bbb N}^*\), on ait $$P(N=n)=\frac{9n}{4^{n+1}}$$
    On tire (au hasard, uniformément) une valeur \(X\) dans l'ensemble \(\{1,\ldots,N\}\)
    On a \(\forall k,n\in{\Bbb N}^*\), \(P(X=1\mid N=n)=\frac1n\) et \(P(X=k\mid N=n)=\frac1n\Bbb1_{k\leqslant n}\)
    En déduire la loi de \(X\)

    Probabilités conditionnelles pour se ramener à une série géométrique

    $$\begin{align}\forall k\in{\Bbb N}^*,P(X=k)&=\sum^{+\infty}_{n=1}P(X=k\mid N=n)P(N=n)\\ &=\sum^{k-1}_{n=1}0+\sum^{+\infty}_{n=k}\frac1n\frac{9n}{4^{n+1}}\\ &=\frac94\sum^{+\infty}_{n=k}\left(\frac14\right)^n\\ &=\frac34\left(\frac14\right)^{k-1}\end{align}$$

    (Formule des probabilités composées - Conditionnements successifs, Série géométrique)


    On choisit au hasard un nombre \(N\) de telle façon que pour chaque \(n\in{\Bbb N}^*\), on ait $$P(N=n)=\frac{9n}{4^{n+1}}$$
    On tire (au hasard, uniformément) une valeur \(X\) dans l'ensemble \(\{1,\ldots,N\}\)
    On a \(\forall k,n\in{\Bbb N}^*\), \(P(X=1\mid N=n)=\frac1n\), \(P(X=k\mid N=n)=\frac1n\Bbb1_{k\leqslant n}\) et \(P(X=k)=\frac34(\frac14)^{k-1}\)
    Calculer \(\forall k,n\in{\Bbb N}\), \(P(N=n\mid X=k)\)

    $$\begin{align} P(N=n\mid X=k)&=\frac{P(\{N=n\}\cap\{X=k\})}{P(X=k)}\\ &=\frac{P(X=k\mid N=n)P(N=n)}{P(X=k)}\\ &=\frac{\frac1n\Bbb1_{k\leqslant n}\frac{9n}{4^{n+1}}}{\frac34(\frac14)^{k-1}}\\ &=\begin{cases}0&&\text{si}\quad k\gt n\\ \frac3{4^{n-k+1}}&&\text{sinon.}&\end{cases}\end{align}$$