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Exercice 3 (Espérance conditionnelle et positivité) Soit X une variable aléatoire positive sur (? ¿
TD 6 : Espérance conditionnelle dans L lois conditionnelles Corrigé
18 oct. 2017 Exercice 1. On se donne deux variables aléatoires réelles positives X et Y et on suppose que E[X
TD Master 2 – Martingales et calcul stochastique - Corrigé des
Corrigé des exercices du chapitre 3 – Espérance conditionnelle. Exercice 3.1. Dans une expérience consistant `a jeter deux tétra`edres parfaitement
Espérance conditionnelle et indépendance Exercices
Espérance conditionnelle et indépendance. Exercices. Geneviève Gauthier. Dernière mise à jour : 25 février 2004. Exercice 3.1.
TD 5 : Espérance conditionnelle Corrigé
et G = ?(X + Y ). Exercice 2 (Calculs gentils). Soient X1
TD Espérance Conditionnelle - Corrigé
Dans cet exercice les v.a. X et Y sont discrètes. formule vue en cours pour le calcul de l'espérance conditionnelle
X – MAP PC – Lundi mai – Veeurs de variables aléatoires
Corrigé des exercices non traités sur Exercice 4. ... ( ) En déduire la valeur de l'espérance conditionnelle de X sachant Sn. Pouvait-on prévoir ce ...
ENS Lyon Mathématiques M1 Probabilités Feuille dexercices
Dans toute (in)égalité faisant intervenir l'espérance conditionnelle la mention «presque sûrement» est sous-entendue. Exercice 1 Le cas d'une tribu discrète.
Éléments de corrigé du DM no 2
Éléments de corrigé du DM no 2. Exercice 1. À l'aide de la définition de l'espérance conditionnelle (et en veillant à une bonne rédaction) démontrer.
ESPÉRANCE CONDITIONNELLE MARTINGALES
Propriétés de l'espérance conditionnelle analogues à celles de l'espérance Le point suivant est laissé en exercice. Enfin pour le dernier point on a ...
TD 5 : Espérance conditionnelle Corrigé - PSL
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TD 6 : Conditionnement martingales théorème d’arrêt Corrigé
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Espérance conditionnelle Chaînes de Markov
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Chapitre 4 Espérances conditionnelles et martingales
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TD 5 : Espérance conditionnelle Corrigé - PSL
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Probabilit´e et Esp´erance conditionnelle - École Polytechnique
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TD 6 : Espérance conditionnelle martingales Corrigé
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TD 5 : Espérance conditionnelle Corrigé - École normale supérieure
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Comment calculer l'espérance conditionnelle?
1 Espérance conditionnelle dans L2 Exercice 1 On se donne deux variables aléatoires réelles positives X et Y, et on suppose que E[XjY] = Y et E[YjX] = X. 1.MontrerquesiXetY sontdansL2,alorsX= Y p.s.. 2.On se place maintenant dans le cas général. En étudiant des quantités de la forme E[Y1Xa], montrerqueX= Y p.s..
Comment calculer l’espérance conditionnelle d’une variable par un couple?
Exercice 2.14 (Conditionnement d’une variable par un couple) Soit [X,Y,Z]?un vecteur gaussien centré de matrice de covariance : ? = ? ? 4 1 2 1 9 ?3 2 ?3 4 ? ? 1. Calculer E[XY,Z], l’espérance conditionnelle de X sachant le couple (Y,Z).
Comment définir l’espérance conditionnelle?
Certains auteurs dé?nissent directement, pour X ? L2(?,A ,P), l’espérance conditionnelle de X sachant B comme la projection orthogonale de X sur L2(?,B,P), puis prolongent l’application EBà L1(?,A ,P), par densité. C’est plus élémentaire, mais cela fait complètement perdre de vue le sens réel de l’espérance conditionnelle. Preuve du Lemme 1.7.
Université de Bordeaux Mathématiques
Préparation à l"agrégation Année 2019/2020TD Espérance Conditionnelle - CorrigéExercice 1.
Dans cet exercice, les v.a.XetYsont discrètes. Par conséquent, on pouvait appliquer directement la
formule vue en cours pour le calcul de l"espérance conditionnelle, par exempleE»XjY=1¼=Õ
n>1E»X1fY=1g¼P¹Y=1º=Õ n>1nP¹X=n;Y=1ºP¹Y=1º=Õ n>1nP¹X=njY=1º: Vous pouvez utiliser directement l"une de ces trois expressions, selon ce qui vous arrange.1.Xsuit une loi géométrique de paramètre16
. DoncE»X¼=6.Ensuite, sachantY=1,Xest le premier indice après2où l"on obtient un5. Par conséquent, la loi
conditionnelle deX1sachantY=1est la loi géométrique de paramètre16 . DoncE»XjY=1¼=1+E»X1jY=1¼=1+6=7:
2.Pour la dernière, il fallait poser le calcul :
E»XjY=2¼=Õ
k>1kP¹X=kjY=2º: Pour faire les calculs, notonsLnle résultat dun-ième lancer.D"abord,
P¹Y=2º=P¹L1,6;L2=6º=56
16 =536Ensuite,
P¹X=1;Y=2º=P¹L1=5;L2=6º=16
16 =136 d"oùP¹X=1jY=2º=15(Remarque : on aurait pu aussi dire que sachantY=2, le résultat du premier lancer n"est pas un6, donc
la probabilité d"obtenir un5au premier lancer est de15 Bien sûr,P¹X=2;Y=2º=0car on ne peut pas obtenir à la fois5et6au deuxième lancer.En?n, pourk>3,
16 56k316 d"où
P¹X=kjY=2º=215
56k3 =215 65
56
k2 =425 56
k2 =144125 16 56
k1
Ainsi, en reconnaissant l"espérance de la loi géométrique (à deux termes près ôtés de la somme), on
obtientE»XjY=2¼=15
+144125k>3k16 56
k1 15 +144125
¹616
518º=15
+144125509
=335 (Remarque : il y avait plusieurs manières de mener le calcul.) 1
3.D"après le cours, on a
Ce qui précède nous a permis de calculer le premier terme. Par contre, le deuxième terme nécessiterait
un autre calcul analogue.Exercice 2.
Exercice 3.
Exercice 4.
Exercice 5.
Exercice 6.
Exercice 7.
D"abord, remarquons que la donnée de l"énoncé caractérise la loi de¹X;Yºcar elle implique que pour
toute fonction mesurable positivef:N!R+!R,E»f¹X;Yº¼=Õ
n2N¹ 1 01.Pour calculer cette probabilité conditionnelle, on a déjà besoin de la loi deX. En faisantt! 1dans la
donnée de l"énoncé, on a pour toutn2N,P¹X=nº=bann!¹
1 0 yne¹a+bºydy bann!¹ 1 0 za+b nezdza+b bann!¹a+bºn+1¹ 1 0 znezdz: Par intégration par parties successives on montre que ¯10znezdz=n!. Par suite
8n2N;P¹X=nº=ban¹a+bºn+1:
On a donc pour toutn2Nett>0,
t 0 yne¹a+bºydy:Autrement dit, sachantX=n,Yadmet pour densité conditionnelley7!¹a+bºn+1n!yne¹a+bºy1y>0. Par suite,
pour toute fonctionψmesurable positive, Rψ¹yºyXe¹a+bºydy:
En fait, ceci signi?e que la loi conditionnelle deYsachantXest une loi GammaG¹X+1;a+bº.2.Comme1X+1estσ¹Xº-mesurable, on a par dé?nition de l"espérance conditionnelle
E YX+1 =EE»YjX¼1X+1
2D"autre part, en utilisant l"espérance des lois Gamma rencontrée dans un TD précédent, on a
E»YjX¼=X+1a+b
d"où EYX+1 =EX+1a+b1X+1 =1a+b:3.Pour conditionner par rapport àY, on a d"abord besoin de calculer la loi marginale deY. Pour toute
fonctionφmesurable positive,E»1X=nφ¹Yº¼=b¹
R En sommant surn, on obtient par convergence monotoneE»φ¹Yº¼=b¹
Rφ¹yºeaye¹a+bºydy=b¹
R ebydy:Autrement ditY E¹bº. Dans l"expression au dessus, on peut donc mettre en facteur la densité deYpour
obtenir oùψn¹yº=¹ayºnn!eayPar conséquentAutrement dit, la loi conditionnelle deXsachantYest la loiP¹aYº. En utilisant l"espérance de la loi de
Poisson, on en déduit
E»XjY¼=aY:
Exercice 8.
3quotesdbs_dbs14.pdfusesText_20[PDF] espérance conditionnelle par rapport à une tribu
[PDF] espérance conditionnelle par rapport à une variable
[PDF] espérance conditionnelle pdf
[PDF] espérance conditionnelle vecteur gaussien
[PDF] espérance d un mouvement brownien géométrique
[PDF] espérance d une matrice
[PDF] espérance d une somme de variables aléatoires
[PDF] espérance d utilité et utilité espérée
[PDF] espérance d'une fonction de densité
[PDF] espérance d'une somme de variables aléatoires
[PDF] espérance du maximum de deux variables aléatoires
[PDF] espérance et variance formule
[PDF] espérance excel
[PDF] espérance loi binomiale