Lois de max(X,a-X) et min(X,a-X)
Bonjour
Je veux trouver les lois de Z=max(X,a-X) et T=min(X,a-X). On a X ~ U([0,a]).
U signifie loi uniforme.
Cas1 : X>=a-X cad X>=a/2 et Z=X
Si z<=a/2 alors P(Z<z)=0
Si z dans a/2,a alors P(Z<z)=int (a/2,z, 1[0,a] (x) / a dx) = z/a - 1/2.
Le 1[] étant l'indicatrice de x sur l'intervalle 0,a.
Si z>a P(Z<z)=1.
Le souci est que en z=a je n'ai pas de continuité.
Merci.
Je veux trouver les lois de Z=max(X,a-X) et T=min(X,a-X). On a X ~ U([0,a]).
U signifie loi uniforme.
Cas1 : X>=a-X cad X>=a/2 et Z=X
Si z<=a/2 alors P(Z<z)=0
Si z dans a/2,a alors P(Z<z)=int (a/2,z, 1[0,a] (x) / a dx) = z/a - 1/2.
Le 1[] étant l'indicatrice de x sur l'intervalle 0,a.
Si z>a P(Z<z)=1.
la loi est celle de X
Dans le cas 1
Le souci est que en z=a je n'ai pas de continuité.
Où est mon erreur ?
Cas2 : X<=a-X cad X <=a/2 et Z=a-X
Ici je note X'=a-X car c'est a-X la va.
J'utilise la méthode de la fonction muette (ça doit marcher directement aussi)
E(h(X'))) = int( -inf, a/2, h(a-x) 1[0,a] (x) / a dx) = int( +inf, a/2, h(u) 1[0,a] (u) / a -du) avec le changement de variable u=a-x.
Puis E(h(X'))= int( a/2, +inf, h(u) 1[0,a] (u) / a du)
d'où la densité de X' : 1[a/2,a] (u) / a.
Puis en intégrant
P(Z<z)=0 si z<a/2
P(Z<z)=(z/a-1/2) si z dans [a/2,a]
P(Z<z)=1 si z>a.
Merci.
Réponses
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Ton intégrale ... il faut prendre le double de ce que tu prends actuellement.
Pour b donné dans [a/2, a] , Z vaut b si X vaut b, ou si x vaut a-b. Tu as oublié ce qui vient après le 'ou'.Tu me dis, j'oublie. Tu m'enseignes, je me souviens. Tu m'impliques, j'apprends. Benjamin Franklin -
Lourrran j'ai modifié pendant que tu as écrit ...Je vais réfléchir.
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Intuitivement, pour Z, on a replié la loi uniforme autour de a/2, on obtient la loi uniforme sur $[\frac a 2,a]$.Cordialement.NB : je n'ai pas lu tous les calculs, écrits ainsi c'est trop pénible.
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Pour tous réels $x,$ $y,$ d'une part $\max(x,y)+\min(x,y)=x+y,$ d'autre part $\max(x,y)-\min(x,y)=|y-x|.$ Donc$$Z+T=X+(a-X)=a\qquad,\qquad Z-T=|(a-X)-X|=|a-2X|.$$Donc intuitivement (mais assez clairement, et avec un minimum de calcul) :$$X\thicksim U([0,a])\implies -X\thicksim U([-a,0])\implies -2X\thicksim U([-2a,0])\implies a-2X\thicksim U([-a,a])\implies Z-T=|a-2X|\thicksim U([0,a]).$$Et donc, avec la même méthode, $$Z=\frac{(Z+T)+(Z-T)}{2}=\frac{a+(Z-T)}{2}\thicksim U([a/2,a])\qquad,\qquad T=(Z+T)-Z=a-Z\thicksim U([0,a/2]).$$
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C'est beau rebellin !Et en effet la translation sur la loi uniforme est à retenir ...Bon je vais réécrire avec les fonctions à densité.
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D'ailleurs j'ai une question : les lois Z et T sont-elles indépendantes ?Sans faire de calcul de probabilités.
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les lois Z et T sont-elles indépendantes ?D'après toi ? Tu dois bien avoir une vague idée. Si tu connais le mot 'loi indépendantes', si tu sais ce que ça veut dire... tu dois pouvoir répondre.
Tu me dis, j'oublie. Tu m'enseignes, je me souviens. Tu m'impliques, j'apprends. Benjamin Franklin -
Soit h une fonction continue sur $\R$. En utilisant la technique de la fonction muette;
$\mathbb{E}(h(Z))= \int_\R ~h(\max(x,a-x)).f_X(x)dx =$
$\int_{x \geq a/2} ~h(x).f_X(x)dx + \int_{x \leq a/2} ~h(a-x).f_X(x)dx$
Je note $f_X(x)=\frac{\mathbb{1}[0,a](x)}{a}$ et
$\mathbb{E}(h(Z))=\int_{a/2}^{+\infty}~h(x).\frac{\mathbb{1}[0,a](x)}{a} dx + \int_{+\infty}^{a/2}~h(u).\frac{\mathbb{1}[0,a](a-u)}{a} (-du)$, avec le changement de variable $u=a-x$ et donc
$\mathbb{E}(h(Z))= \int_\R ~h(x).\frac{\mathbb{1}[a/2,a](x)}{a} dx + \int_\R ~h(u).\frac{\mathbb{1}[a/2,a](u)}{a} du = \int_\R ~h(x).\frac{\mathbb{1}[a/2,a](x)}{a/2} dx $.Je trouve $Z ~ U([a/2,a]).
Ok ?Par contre en utilisant $\{Z \leq z\}=\{X \leq z\} et \{a-X \leq z\}=\{X \leq z\} \ et\ \{X \geq a-z\}= \{a-z \leq X \leq z \}$.Ensuite on a $P(Z \leq z)=\int_{a-z}^{z} ~ \frac{\mathbb{1}[0,a](x)}{a} .dx$ peut-il aboutir ? -
Ensuite je continue sur la covariance de Z et T.Si je connais les marginales de $f_{(Z,T)}(z,t)$ est-ce que je peux remonter à la densité conjointe ?En fait il faut voir si les variables sont indépendantes mais je ne sais pas dire ...Pour calculer $\mathbb{E}(ZT)$ il faut que je connaisse $f_{(Z,T)}(z,t)$.Sinon avec la caractérisation par les probas $\mathbb{P}(Z inter T)=\mathbb{P}(Z) \mathbb{P}(T)$.
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Relis les différents messages des uns et des autres (pas les miens, les autres). Tu as la réponse à ta dernière question.
Mais l'autre option, c'est de partir faire un jogging (je sais, ce n'est pas trop l'heure). Tu as les yeux rivés sur le truc, et tu ne vois plus rien. Tu vas courir, ou marcher, sans musique, sans rien, et en 10 minutes, tu auras plus avancé sur cet exercice qu'en une heure devant l'écran.
Tu me dis, j'oublie. Tu m'enseignes, je me souviens. Tu m'impliques, j'apprends. Benjamin Franklin -
Avec $Z+T=a$ on a une relation de dépendance. Ainsi les variables ne sont pas indépendantes.Du coup la seule formule qui marche pour la covariance de Z et T est$cov(Z,T)=\mathbb{E}((Z-\mathbb{E}(Z))(T-\mathbb{E}(T)))$.
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Dans cette formule, tu peux remplacer $Z$ par $T-a$ , développer tout ça, et tu vas arriver à un truc tout simple.
Les 2 seules règles à connaître pour faire ces calculs, c'est que $E(A+B)=E(A)+E(B)$, et si $k$ est une constante $E(kA)=kE(A)$Tu me dis, j'oublie. Tu m'enseignes, je me souviens. Tu m'impliques, j'apprends. Benjamin Franklin -
LeVioloniste a dit :Sinon avec la caractérisation par les probas $\mathbb{P}(Z inter T)=\mathbb{P}(Z) \mathbb{P}(T)$.
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Oui j'ai mal écrit ... Cela c'est pour des évènements.Dans le cas où $Z$ et $T$ sont des va dans $\mathbb{R}$, on a pour $B_1$ et $B_2$ des boréliens de $\mathbb{R}$ on a $P(Z \in B_1 \cap T \in B_2)=P(Z \in B_1)P(Z \in B_2)$ mais cela ici n'apporte rien.
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$Cov(Z,T)=Cov(T-a,T)=Cov(T,T)=Var(T)$.
Si $R$ suit $\mathbb{U}([a,b])$ alors $Var(R)=(a-b)^2/12$.
Ici d'ailleurs $Cov(Z,T)=Var(T)=Var(Z)$ et dans les 2 cas du calcul des variances de $T$ et $Z$, $Var(T)=a^2/48$, si je compte bien.
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Bonjour!
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