Boules avec remise accompagnée
[Titre initial :Exercice de probabiltié
Voil Charte 4.9]
Bonjour,
Voici un exercice que j'ai donné à mes étudiants. Je me rends compte, à moins que quelques choses ne m'aient échappés qu'il n'est pas si simple d'en proposer une solution rigoureuse.
Enoncé
On fixe des entiers $b,r,d,n\in\mathbb{N}^\ast$. Une urne contient initialement $b$ boules blanches et $r$ boules rouges. On tire de celle-ci une boule, on note sa couleur et on la remet accompagnée de $d$ boules de la même couleur. On répète l'expérience $n$ fois. Déterminer la probabilité $p_n$ que la boule tirée lors du $n$-ème tirage soit blanche.
Solution
La réponse est sauf erreur $p_n=b/(b+r)$. Il est facile de le vérifier pour de petite valeur de l'entier $n$. Je ne trouve pas de solution rigoureuse et "élémentaire" permettant d'arriver au résultat en général. Si quelqu'un a une proposition, je suis preneur. Merci beaucoup.
Voil Charte 4.9]
Bonjour,
Voici un exercice que j'ai donné à mes étudiants. Je me rends compte, à moins que quelques choses ne m'aient échappés qu'il n'est pas si simple d'en proposer une solution rigoureuse.
Enoncé
On fixe des entiers $b,r,d,n\in\mathbb{N}^\ast$. Une urne contient initialement $b$ boules blanches et $r$ boules rouges. On tire de celle-ci une boule, on note sa couleur et on la remet accompagnée de $d$ boules de la même couleur. On répète l'expérience $n$ fois. Déterminer la probabilité $p_n$ que la boule tirée lors du $n$-ème tirage soit blanche.
Solution
La réponse est sauf erreur $p_n=b/(b+r)$. Il est facile de le vérifier pour de petite valeur de l'entier $n$. Je ne trouve pas de solution rigoureuse et "élémentaire" permettant d'arriver au résultat en général. Si quelqu'un a une proposition, je suis preneur. Merci beaucoup.
Réponses
-
Bonjour MrJ,
Naturellement, on intuitera que l'ajout de $d $ boules tend à faire confirmer le résultat du premier tirage.
Mais si $r $est petit vis à vis de $b $, si $d $ n'est pas bien grand et si $n$ est grand, est-ce que ça sera suffisant ?
As-tu essayé de faire une simulation ?
Amicalement. jacquot -
Bonjour,
La journée ne me facilite pas l'accès à mes capacités de calculs...(edit : qu'est-ce que je disais !)
Je trouve $p_2=\frac{b}{r+b} \frac{2b}{r+2b} + \frac{r}{r+b} \frac{b}{2r+b}$.
Edit : en effet la réponse est donnée plus bas. J'ai oublié $d$ et j'ai inventé un autre problème, pardon.
Quelqu'un peut-il confirmer ? -
Dom
Je crois que c'est plutôt : $p_2=\frac{b}{r+b} \frac{b+d}{r+b+d} + \frac{r}{r+b} \frac{b}{r+b+d}=\frac{b}{b+r}$.
La difficulté c'est de bien modéliser le problème pour mener à bien les calculs avec $n$ quelconque !
[Inutile de recopier le dernier message. AD] -
Oui.
J'essaye de reprendre mes esprits et de laisser de côté le digestif...
Je crois qu'on peut s'en sortir avec un arbre (pour la conjecture) puis avec une récurrence. -
Bonjour
C'est un problème classique (urne de Polya).
On peut le résoudre en introduisant, pour un entier $n$, le système complet des événements $E_{n,k}$: tirer $k$ boules blanches au cours des $n-1$ premiers tirages ($0\leq k\leq n-1$).
On calcule $P(B_n|E_{n,k})$, puis $P(B_{n+1}|E_{n,k})$ qui est égal à $P(B_n|E_{n,k})$ après simplifications.
On en déduit $P(B_{n+1})=P(B_n)$.
Une autre méthode consiste à définir les variables aléatoires $X_n$ par: $X_n=1$ si on tire une blanche au $n$-ième tirage, $X_n=0$ sinon.
Avec $S_n=X_1+...+X_n$ on obtient: $P(X_{n+1}=1)=\dfrac{b+dE(S_n)}{b+r+nd}$.
Avec l'expression analogue pour $P(X_n=1)$ on déduit $P(X_{n+1}=1)=P(X_n=1)$. -
Merci beaucoup pour vos idées.
J'ai trouvé une démonstration brutale avec plein de sommes et de produits.
Je vais voir ce que tu propose jandri, ça a l'air un peu plus simple que mon calcul barbare. -
J'ai trouvé un document avec une démonstration très simple et astucieuse. (Fin de la page 3).
lien
EDIT: Une solution possible
Pour $1\leq k\leq n$, on note $B_k$ l'évènement "on tire une boule blanche au $k$-ième tirageé". Soit $I$ une partie de $I_n=[1,n]$ dont on note $I^c$ le complémentaire dans $[1,n]$. Si l'on note
\[A_I=\left(\bigcap_{i\in I} B_i\right) \cap \left(\bigcap_{i\in I^c} \bar B_i\right),\]
alors, en notant $k$ le cardinal de $I$, on a avec la formule des probabilités composées
\[P\left(A_I\right)=\frac{b(b+d)\cdots (b+(k-1)d) r(r+d)\cdots (r+(n-1-k)d)}{(r+b)(r+b+d)\cdots (r+b+(n-1)d)}.\]
En particulier, la probabilité de $A_I$ ne dépend que du cardinal de $I$ et pas des éléments de $I$. On en déduit avec la formule des probabilités totales
\[P(B_n)=\sum_{I\subset [ 1,n-1]} P\left(A_{I\cup \{n\}}\right)=\sum_{I\subset [2,n]} P\left(A_{\{1\}\cup I}\right)= P(B_1)=\frac{b}{b+r}.\]
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Bonjour!
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