Jeu de ballons

Bonjour,

je cherche à résoudre cet exercice proposé sur le site de Michel Quercia :

Cinq personnes se trouvent autour d’une table ronde. Au départ, deux voisins possèdent chacun un ballon. A chaque tour, le possesseur d’un ballon le transmet à son voisin de droite ou de gauche, de manière équiprobable. Étudier la variable aléatoire $X$ donnant le nombre de tours avant que les deux ballons se retrouvent dans les bras d’une même personne (on pourra étudier la distance entre les deux ballons).

Je note $D_n$ la distance entre les deux ballons après n tours. On a donc $D_0=1$ et les variables $D_n$ sont à valeurs dans $\{0,1,2\}$. Lors du tour 1, chaque possesseur de ballon peut transmettre son ballon à gauche ou à droite (je suppose évidemment que ce choix se fait de manière équiprobable et indépendante) et en énumérant les 4 cas possibles, je trouve $p(D_1=1)=3/4$ et $p(D_1=2)=1/4$. Ensuite, je dois pouvoir récupérer la loi de la va $D_{n+1}$ en conditionnant par $D_n$ et si je sais résoudre la relation de récurrence, j'aurai la loi de $D_n$.

Mais ensuite, je veux récupérer la loi de $X$, qui est à valeurs dans $\{2,3,4,...\}$. Et je me trouve dans l'évènement $(X=k)$ si on est dans $(D_i \neq 0)$ pour tout $i <k$ et $D_k=0$. Le problème, c'est que mes $D_n$ ne sont pas indépendants et je ne vois pas comment utiliser ma loi de $D_n$ pour aboutir à la loi de $X$.

J'ai tenté de suivre la correction de Michel Quercia que je reproduis (en tout cas jusqu'à mon point de blocage) :
"On ajoute les hypothèses d’indépendance mutuelle qui s’imposent et on note $d_k \in \{0,1,2\}$ la distance
entre les ballons après $k$ tours ($d_0 = 1$)." -> OK, même chose que ce que j'avais fait
"$X$ est le nombre de tours nécessaires pour passer de l’état $\{d_0=1\}$ à l’état $\{d_0=0\}$" -> pas sûr de comprendre puisqu'on a $d_0=1$
"on note Y le nombre correspondant si l’on était parti de l’état $\{d_0=2\}$" : OK
"$p(X = n) =1/2 p(X = n - 1) +1/2p(Y=n-1)$ et $p(Y=n)=1/2p(Y=n-1)+1/4p(X=n-1)+\delta_{n,1}$" -> ?? je ne sais pas du tout comment il obtient ça.

Ensuite, il passe aux fonctions génératrices et ça m'a l'air d'aller.

Réponses

  • On l'a déjà traité sur ce phorum; si on regarde la différence (sans valeur absolue) c'est une marche aléatoire sur Z/5Z.

    Il y a des gens qui sont forts en recherche sur phorum...
  • Bonjour,

    Pour commenter sur l'indice fourni.
    [édit. J'ai probablement merdouillé le raisonnement en pratique, mais l’idée doit être là :-D.]

    Pour que $X=n$, il faut que $D_1=1$ (probabilité $3/4$) puis ne s'annule pas jusqu’à $D_n=0$ ($p(X=n-1)$), ou que $D_1=2$ (probabilité $1/4$) puis ne s'annule pas jusqu’à $D_n=0$ ($p(Y=n-1)$).

    Raisonnement similaire pour l'autre assertion.
  • Bonsoir,
    Voici un "autre corrigé", dont les calculs sont peu détaillés, qui peut-être t'intéressera.

    On peut supposer que lorsque la $\text{distance} \:0 $ est atteinte à un instant $n$, alors la position ne change plus: $\quad\Pr \Big(D_{n+1} =0 \mid D_n =0\Big) =1.$
    $\forall n \in \N,\quad a_n:=\Pr(D_n =1), \:\:\: b_n:= \Pr (D_n=2),\quad T:=\inf\Big\{n \in \N \mid D_n =0\Big\},\quad c_n:= \Pr (T=n),\quad A:=\begin{pmatrix} \frac34&\frac 14\\ \frac 14 &\frac 12 \end{pmatrix}.\qquad$
    Alors:$ \:\:a_0=1;\: a_1 =\frac34;\:\:b_0=0;\:b_1= \frac 14; \:\:\boxed{c_0=c_1=0;\:\:c_2 =\frac 1 {16}.}\qquad \forall n\geqslant1,\: \:\begin{pmatrix} a_n\\b_n \end{pmatrix} =A\begin{pmatrix} a_{n-1}\\b_{n-1} \end{pmatrix}, \quad c_n= \frac 14b_{n-1}. $
    On déduit: $\forall n\geqslant 2, \:\:\: b_n = \mathrm{tr}(A) b_{n-1} - \det(A)b_{n-2}, \quad\boxed{ \forall n \geqslant 3, \:\: c_n= \frac 54 c_{n-1}- \frac 5 {16}c_{n-2},\quad c_n =\dfrac 2{8^n\sqrt 5}\left( \left(5+\sqrt 5\right) ^{n-1}-\left(5-\sqrt 5\right) ^{n-1}\right).}$
    Enfin: $\quad S(X) = \displaystyle \sum_{n=0}^{+\infty} c_nX^n = \dfrac {X^2}{16-20X+5X^2},\qquad S(1)=1,\qquad S'(1) =12, \qquad \boxed{ \mathbb E(T) =12 }.$
  • Effectivement, c'est une marche aléatoire sur Z/5Z et on veut l'espérance du premier retour à 0 (si j'utilise bien les bons termes probabilistes). En tapant marche aléatoire sur Z/nZ sur Google, je n'ai pas eu de résultat exploitable. Et je n'ai pas su retrouver la discussion antérieur sur ce site.

    Pour les calculs proposés par LOU16, j'ai mis un moment avant de comprendre pourquoi $c_n = 1/4 b_{n-1}$ parce que je n'avais pas fait attention qu'il fallait avoir une distance de 2 à l'instant $n-1$ pour espérer avoir une distance de $n$ à l'instant $n$ ! Mais ça règle très facilement mon problème de non-indépendance : je pensais arriver à trouver la loi de $D_n$ comme tu le proposes, mais c'est le passage à $c_n$ qui me posait problème.
    Je vais regarder les calculs (je ne connaissais pas la formule avec la trace et le déterminant pour obtenir $b_n$ et pour le moment, je ne vois pas comment obtenir ça pour le moment, mais je vais réfléchir). Le reste m'a l'air OK pour moi.

    Évidemment, si quelqu’un sait déterrer le sujet évoqué par aléa, je suis preneur d'un autre point de vue.
  • Ces calculs d'espérance sont des choses bien connues.
    J'avais écrit il y a quelques années un petit texte lisible à un niveau élémentaire (mettons L2+), que j'ai repris sous une forme un peu différente dans mon cours de Master "Probabilités et Processus Stochastiques").

    Le voici:
  • Bonjour Alban,


    L'histoire de la trace et du déterminant, c'est de l'algèbre linéaire plutôt simple.
    Soit $A\in \mathcal M_d(\mathbb K)$ et $ P(X) =X^d +\displaystyle \sum_{k=0}^{d-1} a_kX^k$ son polynôme caractéristique.
    Soit $(X_n)_{n\in\N}$ une suite de $\mathcal M_{d,1} (\mathbb K)$ telle que $ \forall n \in \N,\quad X_{n+1} = AX_n.$
    Alors, $\:\forall k \in \N, \:A_{n+k} =A^kX_n$ et d'après le théorème de Cayley-Hamilton: $\forall n \in \N,\quad 0 =P(A)X_n =X_{n+d} +\displaystyle \sum _{k=0}^{d-1} a_kX_{n+k}.$
    Lorsque $d=2, \quad X_{n+2} = \text{tr}(A)X_{n+1} - \det(A)X_n\:\:$ et les deux coordonnées de $X_n$ obéissent à cette récurrence linéaire.
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