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ExerciceTerminale, chapitre 2 — Probabilités · Exercices de synthèse

Exercice 33

DémonstrationCalcul

Soit XX une variable aléatoire suivant la loi binomiale ℬ(n ;p)\mathcal{B}(n\,;p), avec 0<p<10<p<1. Le but de l'exercice est de déterminer la valeur la plus probable de XX.

1. Soit kk un entier tel que 0⩽k⩽n−10\leqslant k\leqslant n-1. Démontrer que : P(X=k+1)P(X=k)=n−kk+1×p1−p\frac{P(X=k+1)}{P(X=k)}=\frac{n-k}{k+1}\times\frac{p}{1-p} (On pourra utiliser la formule explicite des coefficients binomiaux.)

2. En déduire que P(X=k+1)⩾P(X=k)P(X=k+1)\geqslant P(X=k) si et seulement si k⩽np−(1−p)k\leqslant np-(1-p).

3. Application : on prend n=10n=10 et p=0,4p=0{,}4. Déterminer la valeur la plus probable de XX.

4. Vérifier ce résultat à la calculatrice en calculant P(X=k)P(X=k) pour kk allant de 22 à 66.

Corrigé

1. On écrit les deux probabilités à l'aide de la formule du cours, puis on simplifie le quotient : P(X=k+1)P(X=k)=(nk+1)pk+1(1−p)n−k−1(nk)pk(1−p)n−k=(nk+1)(nk)×p1−p\begin{aligned} \frac{P(X=k+1)}{P(X=k)} &= \frac{\begin{pmatrix}n\\k+1\end{pmatrix}p^{k+1}(1-p)^{n-k-1}}{\begin{pmatrix}n\\k\end{pmatrix}p^{k}(1-p)^{n-k}}\\ &= \frac{\begin{pmatrix}n\\k+1\end{pmatrix}}{\begin{pmatrix}n\\k\end{pmatrix}}\times\frac{p}{1-p} \end{aligned} Or, d'après la formule explicite : (nk+1)(nk)=n!(k+1)! (n−k−1)!×k! (n−k)!n!=k!(k+1)!×(n−k)!(n−k−1)!=n−kk+1\frac{\begin{pmatrix}n\\k+1\end{pmatrix}}{\begin{pmatrix}n\\k\end{pmatrix}}=\frac{n!}{(k+1)!\,(n-k-1)!}\times\frac{k!\,(n-k)!}{n!} =\frac{k!}{(k+1)!}\times\frac{(n-k)!}{(n-k-1)!}=\frac{n-k}{k+1}

P(X=k+1)P(X=k)=n−kk+1×p1−p\boxed{\frac{P(X=k+1)}{P(X=k)}=\frac{n-k}{k+1}\times\frac{p}{1-p}}

2. Comme P(X=k)>0P(X=k)>0, l'inégalité P(X=k+1)⩾P(X=k)P(X=k+1)\geqslant P(X=k) équivaut à ce que le quotient précédent soit supérieur ou égal à 11. Les quantités k+1k+1 et 1−p1-p étant strictement positives, on peut multiplier sans changer le sens : n−kk+1×p1−p⩾1  ⟺  (n−k)p⩾(k+1)(1−p)  ⟺  np−kp⩾k+1−kp−p  ⟺  np⩾k+1−p\begin{aligned} \frac{n-k}{k+1}\times\frac{p}{1-p}\geqslant 1 &\iff (n-k)p\geqslant (k+1)(1-p)\\ &\iff np-kp\geqslant k+1-kp-p\\ &\iff np\geqslant k+1-p \end{aligned}

P(X=k+1)⩾P(X=k)  ⟺  k⩽np−(1−p)\boxed{P(X=k+1)\geqslant P(X=k) \iff k\leqslant np-(1-p)}

3. Pour n=10n=10 et p=0,4p=0{,}4 : np−(1−p)=4−0,6=3,4np-(1-p)=4-0{,}6=3{,}4. Les probabilités augmentent donc tant que k⩽3,4k\leqslant 3{,}4, c'est-à-dire jusqu'à k=3k=3, puis diminuent ensuite : P(X=0)⩽⋯⩽P(X=3)⩽P(X=4)>P(X=5)>⋯P(X=0)\leqslant\cdots\leqslant P(X=3)\leqslant P(X=4)>P(X=5)>\cdots

la valeur la plus probable est k=4\boxed{\text{la valeur la plus probable est }k=4}

4. La calculatrice confirme ce résultat :

k23456P(X=k)0,1210,2150,2510,2010,111\begin{array}{|c|c|c|c|c|c|} \hline k & 2 & 3 & 4 & 5 & 6 \\ \hline P(X=k) & 0{,}121 & 0{,}215 & 0{,}251 & 0{,}201 & 0{,}111 \\ \hline \end{array}

Le maximum est bien atteint en k=4k=4, alors que E(X)=4E(X)=4 également ici.

Dans l'édifice

Thèmes

variable aléatoire, espérance, coefficient binomial, factorielle, loi binomiale, valeur la plus probable, inégalité

Notions

variable aléatoire, espérance, loi (d'une variable aléatoire), coefficient binomial

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