Des boules dans des urnes
Bonjour,
je finis bloqué à la question 1)c) de cet exercice car je n'arrive pas à retrouver la formule de l'espérance de X de l'énoncé. Qu'ai-je fait comme erreur ?
Merci d'avance !
je finis bloqué à la question 1)c) de cet exercice car je n'arrive pas à retrouver la formule de l'espérance de X de l'énoncé. Qu'ai-je fait comme erreur ?
Merci d'avance !
Réponses
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Voici l'énoncé
-
On a $p+q=1$, donc
$$
\begin{align}
q \cdot \big[\frac{1}{(1-p)^2}-1\big]
+
p \cdot \big[\frac{1}{(1-q)^2}-1\big]
& =
\big[
\frac{1}{q} - q
\big]
+
\big[
\frac{1}{p} - p
\big] \\
& =
\frac{1}{q}+\frac{1}{p} - 1
\end{align}
$$ -
J'ai mis en rouge là où tu as eu une mauvaise idée.
La bonne idée est ci-dessus.
PS : si tu nous postais des photos moins grosses, ce serait plus facile à éditer : là avec 4 Mo, ça fait ramer mon ordi ! -
L'erreur est même avant, dans le texte.
Tu parles de séries géométriques.
$\sum_k q.p^k$ est effectivement une série géométrique de raison $p$.
Mais $\sum_k k.q.p^k$ n'est pas une série géométrique.
On peut réécrire cette somme différemment, et on va obtenir une somme d'une infinité de séries qui sont toutes des séries géométriques... et j'ai l'impression que ça va se simplifier, mais pas sûr.
Il faudrait aussi que tu apprennes un jour qu'une somme de termes en progression géométrique, ça peut se calculer facilement, même si le premier terme ne porte pas l'indice 1. Je crois que plein de gens t'ont déjà dit ça plusieurs fois... mais que tu continues à compliquer les choses, en ajoutant des termes inutiles.Tu me dis, j'oublie. Tu m'enseignes, je me souviens. Tu m'impliques, j'apprends. Benjamin Franklin -
lourrran : la graphie n'est pas très lisible, mais on reconnaît bien les mots "séries géométriques dérivées".
Sinon d'accord, la somme d'une série infinie (vers $+\infty$) géométrique convergente est toujours :
$$\frac{\text{premier terme}}{1 - \text{raison}}$$ -
Merci beaucoup :-)
Aussi j'ai une autre question, concernant la question 2)c).
En effet je voudrais savoir si la loi de Y que je propose est correcte, car j'ai un doute parce que je n'arrive pas à trouver 1 en faisant la somme des probabilités, le calcul devient même interminable et je ne comprends pas pourquoi ?
-
$P(X=2,Y=1)=2qp\quad $ ok
$P(X=k,Y=1)=q^{k-1}p\quad $ ok aussi pour $k \ge 3$.
La somme de ces probabilités conjointes $\sum_{k\ge 2}P(X=k,Y=1)$ ne doit pas donner $1$, mais doit donner $P(Y=1) =
q + pq
$.
(je n'ai pas lu ce que tu as écrit, mais ça m'a l'air bien compliqué pour pas grand-chose... Tu connais la photo des calculs tellement compliqués qu'ils se terminent par une potence ? :-D)
-- ah pardon edit : j'ai interverti $p$ et $q$ pour $Y$. (corrigé !) -
Explications (je viens de trouver la question 2.c, bien cachée sur la droite !!)
$Y=$ nombre total de boules blanches piochées à la première alternance.
Pour avoir $[Y=1]$, il y a deux possibilités :
commencer par noire (proba $q$)
commencer par blanche/noire (proba $pq$)
Ainsi $P(Y=1)=q + pq$. (incompatibles)
Autre écriture $P(Y=1) = q (1+p) = (1-p)\cdot(1+p) = 1-p^2$.
Pour les autres valeurs $[Y=k]$, avec $k\ge 2$, la seule solution est d'avoir commencé par une succession de $k$ blanches, puis une noire.
Ça donne $P(Y=k) = p^k\cdot q$.
À vue de nez la somme géométrique $\sum_{k\ge 2} P(Y=k)$ donne bien : $p^2 \cdot q \cdot \frac{1}{1-p} = p^2 = 1 - P(Y=1)$.
(PS : toujours pas lu ce que tu as écrit, mais je compatis pour ton prof de maths !) -
Ah oui d'accord merci ! :-)
Et pour la question 4) qu'est-ce qu'on attend de moi avec la question "comparer XZ et X-1 " ?
Par intuition vu la suite de l'exercice je pense que je suis censé montrer que XZ=X-1, mais comment faire ? -
Ah oui celle là est redoutable, je me rappelle avoir séché aussi, à l'époque !
Le truc c'est que
soit $Y = 1$
soit $Z = 1$.
Dans les deux cas $(Y-1)\cdot(Z-1) = 0$.
En développant, ça donne $YZ + 1 = Y + Z$ presque sûrement !
(redoutable, comme j'ai dit !!)
Et donc, comme $Y+Z=X$, ma foi... -
(enfin quand je dis avoir séché, c'est que j'avais d'abord cru à une $\phi$ote de phrape, puis, j'ai capté et donné une preuve moins élégante.)
-
Oui j'avais pensé à un truc du style (YZ=k)= (Y=1 n Z=k) U (Y=k n Z=1)
= (Y=1 n X-Y=k) U (Y=k n X-Y=1)
= (Y=1 n X-1=k) U (Y=k n X-k=1)
= (Y=1 n X=k+1) U (Y=k n X=k+1)
= (X=k) U (X=1)
= (YZ= 1)
= (Y=1 n Z=1)
= (Y=1 n X-Y=1)
= (Y=1 n X-1=1)
= (Y=1 n X=2)
Or P(Y=1 n X=2) = 2qp
Donc P(YZ = k) = 2qp, pour tout k>=1
Mais donc je débouche pas sur (Y-1)(Z-1)=0 ? -
Entre $Y$ et $Z$ il y en a forcément un des deux qui donne $1$.
(soit une seule blanche, soit une seule noire)
Bon du coup :
entre $Y-1$ et $Z-1$ il y en a forcément un des deux qui donne $0$.
Ainsi :
$$(Y-1)\cdot(Z-1) = 0.$$ -
Ce que je propose n'est pas correct ?
Et aussi, si je reprends votre idée : vous dîtes Marsup que "(YZ=k)=(Y=1 n Z=k) U (Y=k n Z=1)"
Donc soit Z= 1, soit Y=1
Or si k=6, on peut avoir : "(YZ=6)=(Y=2 n Z=3) U (Y=3 n Z=2)", et donc on n'a ni Z= 1 ni Y=1 ?
Enfin dernière question: comment passez-vous de (YZ=k) =(Y=1 n Z=k) U (Y=k n Z=1) à ((Y-1)(Z-1)=0) ? -
Oui c'est ce que j'essaie de dire en effet.
Pour avoir $YZ=6$, il n'a que deux solutions : $Y=1, Z=6$ ou $Y=6, Z=1$.
Les deux autres solutions $Y=2,Z=3$ ou $Y=3,Z=2$ sont impossibles ici.
En effet, vu l'expérience, on ne peut pas avoir tiré $2$ blanches et $3$ noires, car on s'arrète dès la première alternance.
La dernière boule tirée sera donc toujours la première de sa couleur. -
Ah oui en effet ! C'est bon j'ai compris votre raisonnement Marsup, merci ! :-)
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