Conditionnement min-max
Bonjour,
U1, ..., Un iid de lois uniformes sur [0,1]. On note X = min(U1,...,Un) et Y=max(U1,...,Un).
Je bloque pour calculer E[X|Y] et E[Y|X] . Merci d'avance !
U1, ..., Un iid de lois uniformes sur [0,1]. On note X = min(U1,...,Un) et Y=max(U1,...,Un).
Je bloque pour calculer E[X|Y] et E[Y|X] . Merci d'avance !
Réponses
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Il existe une formule assez générale pour exprimer des espérances conditionnellement à des variables aléatoires à densité. Si on l'oublie, il faut se convaincre que c'est plus ou moins la jumelle de la formule pour un conditionnement discret, qui, à mon goût, est plus simple à se remémorer.
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Le plus simple est de passer par la loi de la statistique d'ordre.
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Oui mais quand bien même purple. Je connais bien mon cours et ici ça ne m'aide pas. Il faudrait connaitre la densité du couple X et Y, n'étant évidemment pas indépendantes, je ne vois pas comment faire sans passer par des calculs compliqués de fonction de réparation d'un couple de v.a.
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Merci aléa c'est vrai qu'en utilisant cette formule on a surement le résultat : ${\displaystyle f(x_{(1)},\dots ,x_{(n)})\ =\ n!\ \left(\prod _{i=1}^{n}f(x_{(i)})\right)\ 1\!\!1_{x_{(1)}<x_{(2)}<\dots <x_{(n-1)}<x_{(n)}}.}$
Tu vas me dire statistiques/probabilités c'est la même chose mais j'aimerais faire sans s'il te plait. As-tu une autre idée ? Une méthode plus classique par exemple -
Ca se fait de tete. Si $U_1,\ldots, U_k$ sont uniformes sur $[a,b] $ l'esperance de $X=\max(U_i)$ est $a+\frac{k}{k+1}(b-a)=\frac{a+kb}{k+1}.$ On applique ca a $[a,b]=[Y,1]$ et $k=n-1$ pour obtenir $\mathbb{E}(X|Y)=\frac{Y+n-1}{n}.$
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Ok alors je n'ai rien compris
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P. utilise le fait qu' "on" connaît la loi de variables indépendantes uniformes sachant la plus grande (ou la plus petite).
Le sais-tu ? -
Non aléa, malheureusement je n'ai pas vu les lois conditionnelles. Mon programme passe de l'espérance conditionnelle aux inégalités de concentration.
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Dans ce cas en projetant la loi de la statistique d'ordre, tu peux calculer la loi du couple (max,min), puis ensuite l'espérance conditionnelle.
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Bonjour,
Voici mon point de vue, c'est à dire celui de quelqu'un qui n'y connait rien, et qui a dû donc d'abord s'enquérir d'une définition de la variable aléatoire $\mathbb E(X|Y):\quad X$ et $Y$ étant deux variables aléatoires absolument continues de densité conjointe $f_{XY}$ et de densités marginales $f_X$ et $f_Y$,
$$\mathbb E(X|Y) = \varphi(Y) \:\text{où}\:\: \varphi : y \longmapsto \displaystyle \int _{\R} x \dfrac {f_{XY} (x,y)}{f_Y (y)} \mathrm d x$$,
Avec $ X_1,X_2,...X_n$ indépendantes et uniformément distribuées dans $[0;1]$, $\:\:X= \min(X_1,X_2,...X_n),\quad Y = \max (X_1,X_2,...X_n),\:\:$ on a:
$\forall x,y\in [0;1],\:\: G(y):= \Pr [Y<y] = y^n,\quad \quad F_Y(y) =G\,'(y) = ny^{n-1},\:$ et de la même façon: $ F_X(x) = n (1-x)^{n-1}$
$$H(x,y):= \Pr \left [ (X<x) \cap(Y <y) \right ] =\left\{ \begin{array} {cc} y^n - (y-x)^n& \text{si}\: x\leqslant y .\\ y^n & \text{sinon}. \end{array}\right.\:\:$$
puis: $\:\:F_{XY} (x,y) = \dfrac {\partial H}{\partial x \partial y} (x,y) = \left\{ \begin {array} {cc}n(n-1) (y-x)^{n-2} & \text {si}\: 0\leqslant x \leqslant y \leqslant 1.\\ 0& \text{sinon}. \end{array}\right.$
On parvient ainsi à:$\quad \mathbb E(X|Y)= \dfrac Yn,\quad \mathbb E(Y|X) = \dfrac{X+n-1} n,$ ce qui est conforme au résultat de P. -
Merci LOU16 en fait je voulais éviter de passer par des calculs de fonctions de répartition de couple mais je vois que ça se fait bien alors niquel ! Merci !
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Bonjour!
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