25-7- 2011 J.F.C. p. 1
EM LYON 2011 S J.F. COSSUTTA Lyc´ee Marcelin BERTHELOT SAINT-MAUR
jean-francois.cossutta@wanadoo.fr
Partie I : Somme de variables al´eatoires ind´ependantes suivant la loi exponentielle de
param`etre 1
1. Il r´esulte du cours que :
La fonction hd´efinie par ∀t∈R, h(t) = ne−tsi t∈[0,+∞[
0 sinon est une densit´e d’une variable al´eatoire qui suit la
loi exponentielle de param`etre 1.
L’esp´erance et la variance d’une variable al´eatoire qui suit la loi exponentielle de param`etre 1 valent 1.
2. a. Soit nun ´el´ement de N∗.X1,X2, ..., Xnposs`edent une esp´erance et une variance qui valent 1.
Donc Sn=
n
X
k=1
Xkposs`ede une esp´erance et une variance.
La lin´earit´e de l’esp´erance donne alors E(Sn) =
n
X
k=1
E(Xk) donc E(Sn) =
n
X
k=1
1 = n.
L’ind´ependance des variables al´eatoires X1,X2, ..., Xnpermet d’´ecrire que V(Sn) =
n
X
k=1
V(Xk) =
n
X
k=1
1 = n.
Pour tout ´el´ement nde N∗,E(Sn) = net V(Sn) = n.
b. Soit nun ´el´ement de N∗.X1,X2, ..., Xnsont ind´ependantes et suivent toutes la loi exponentielle de param`etre 1
donc la loi gamma de param`etres 1 et 1 (ou la loi gamma de param`etre 1).
Le cours permet alors de dire que
n
X
k=1
Xksuit la loi gamma de param`etres 1 et n(ou la loi gamma de param`etre n).
Pour tout ndans N∗,Sn→Γ(1, n) ou Sn→γ(n).
Remarque Ceci permet de retrouver l’esp´erance et la variance de Sn.
Dans ces conditions :
pour tout ndans N∗, la fonction hnd´efinie par ∀t∈R, hn(t) =
tn−1e−t
Γ(n)si t∈]0,+∞[
0 sinon
est une densit´e
de Sn.
Remarques 1. ∀n∈N∗,∀t∈]0,+∞[, hn(t) = tn−1e−t
(n−1)! ·
2. Pour tout ndans N∗, la fonction b
hnd´efinie par ∀t∈R,b
hn(t) =
tn−1e−t
Γ(n)si t∈[0,+∞[
0sinon
est encore une densit´e
de Sn.