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ExerciceMaths expertes, chapitre 9 — Chaînes de Markov · Problèmes de synthèse

Exercice 18 La puce du cours

DémonstrationCalcul

On reprend l'exemple du cours : une puce saute d'un sommet à l'autre d'un triangle, sans jamais rester sur place, de façon équiprobable. On note PP la matrice de transition, II la matrice identité d'ordre 33 et JJ la matrice carrée d'ordre 33 dont tous les coefficients valent 11.

1. Vérifier que P=12(J−I)P=\dfrac{1}{2}(J-I) et que J2=3JJ^{2}=3J.

2. Montrer par récurrence que, pour tout n∈ℕn\in\mathbb{N} : Pn=13J+(−12)n(I−13J)P^{n}=\frac{1}{3}J+\left(-\frac{1}{2}\right)^{n}\left(I-\frac{1}{3}J\right)

3. En déduire la probabilité rnr_{n} que la puce soit revenue à son sommet de départ après nn sauts. Retrouver la valeur du cours pour n=3n=3.

4. Déterminer la limite de rnr_{n}, puis la distribution invariante de la chaîne. Interpréter.

Corrigé

1. J−IJ-I a des 00 sur la diagonale et des 11 ailleurs : la moitié donne bien PP. Chaque coefficient de J2J^{2} est la somme de trois produits 1×11\times 1, d'où J2=3JJ^{2}=3J.

2. On note 𝒫n\mathcal{P}_{n} l'égalité annoncée.

Initialisation : Pour n=0n=0 : 13J+I−13J=I=P0\frac{1}{3}J+I-\frac{1}{3}J=I=P^{0}.

Hérédité : Supposons 𝒫n\mathcal{P}_{n} vraie. On calcule d'abord, à l'aide de J2=3JJ^{2}=3J : JP=12(J2−J)=12(3J−J)=JJP=\frac{1}{2}\left(J^{2}-J\right)=\frac{1}{2}(3J-J)=J

(I−13J)P=P−13J=12J−12I−13J=−12(I−13J)\left(I-\tfrac{1}{3}J\right)P=P-\tfrac{1}{3}J=\tfrac{1}{2}J-\tfrac{1}{2}I-\tfrac{1}{3}J=-\tfrac{1}{2}\left(I-\tfrac{1}{3}J\right) Ainsi Pn+1=PnP=13J+(−12)n(−12)(I−13J)P^{n+1}=P^{n}P=\frac{1}{3}J+\left(-\frac{1}{2}\right)^{n}\left(-\frac{1}{2}\right)\left(I-\frac{1}{3}J\right), ce qui est 𝒫n+1\mathcal{P}_{n+1}.

Conclusion : L'égalité est vraie pour tout n∈ℕn\in\mathbb{N}.

3. rnr_{n} est un coefficient diagonal de PnP^{n} (Chapman-Kolmogorov) : rn=13+(−12)n(1−13)=13+23(−12)n\boxed{r_{n}=\frac{1}{3}+\left(-\frac{1}{2}\right)^{n}\left(1-\frac{1}{3}\right)=\frac{1}{3}+\frac{2}{3}\left(-\frac{1}{2}\right)^{n}} Pour n=3n=3 : r3=13−23×18=13−112=14r_{3}=\frac{1}{3}-\frac{2}{3}\times\frac{1}{8}=\frac{1}{3}-\frac{1}{12}=\frac{1}{4}, c'est le coefficient 0,250{,}25 calculé dans le cours. On vérifie aussi r1=0r_{1}=0 (la puce ne reste jamais sur place) et r2=12r_{2}=\frac{1}{2}.

4. Comme ∣−12∣<1\left|-\frac{1}{2}\right|<1, (−12)n→0\left(-\frac{1}{2}\right)^{n}\to 0, d'où rn→13\boxed{r_{n}\to\frac{1}{3}}. Plus généralement Pn→13JP^{n}\to\frac{1}{3}J, dont toutes les lignes valent (131313)\begin{pmatrix} \frac{1}{3} & \frac{1}{3} & \frac{1}{3} \end{pmatrix}. Cette distribution est invariante, puisque 13(111)P=13(111)\frac{1}{3}\begin{pmatrix} 1 & 1 & 1 \end{pmatrix}P=\frac{1}{3}\begin{pmatrix} 1 & 1 & 1 \end{pmatrix}, chaque colonne de PP ayant pour somme 11. Elle est unique d'après la Proposition 3. π=(131313)\boxed{\pi=\begin{pmatrix} \tfrac{1}{3} & \tfrac{1}{3} & \tfrac{1}{3} \end{pmatrix}} À long terme, la puce a autant de chances d'être sur chacun des trois sommets, ce que la symétrie du triangle laissait prévoir. La probabilité de retour oscille autour de 13\frac{1}{3} en s'en rapprochant, à cause du signe alterné de (−12)n\left(-\frac{1}{2}\right)^{n}. Ce calcul est celui du graphe complet K3K_{3} (exercice 29 du chapitre 6), divisé par 2n2^{n}.

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