Bonjour,
J'ai peut être trouvé la réponse à un problème de loi conditionnelle dépendant d'une autre loi mais il y a un ou 2 passages sur lesquels je doute aussi j'aurais aimé avoir vos lumières...
Lénoncé :
On considère deux variables aléatoires Y et X>=0. On suppose que, sachant X = x la loi conditionnelle de Y est une loi de Poisson de paramètre x. On suppose que X suit une loi exponentielle de paramètre L(amba) > 0, où on rappelle que L désigne l'inverse de l'espérance de X. L'espérance de Y vaut ?
Propositions (QCM) : L², L, 1/L², 1/L, L+L²
Voici comment j'ai procédé:
E(Y)=E(E(Y|X))
E(Y|X) = Somme sur k de k.P(Y=k|X=x) = Somme sur k de k.x^k/k!.exp(-x) (poisson de param x)
Jusque là ça doit aller, je ne suis pas certain de l'étape suivante où j'introduis la loi exponentielle par son intégrale :
E(Y)=Intégrale sur x de L.exp(-Lx).E(Y|X) dx
Et ensuite je déroule :
E(Y)=Intégrale sur x de L.exp(-Lx).(Somme sur k de k.x^k/k!.exp(-x)) dx
E(Y)=Intégrale sur x de L.exp(-Lx).(Somme sur k de x^(k-1)/(k-1)!.x.exp(-x)) dx
Hors Somme sur k de x^(k-1)/(k-1)! = exp(x)
E(Y)=Intégrale sur x de L.exp(-Lx).exp(x).x.exp(-x) dx
E(Y)=Intégrale sur x de L.exp(-Lx).x dx
hors Intégrale sur x de x.exp(-Lx) = 1/L² (par partie)
D'où E(Y) = L/L² = 1/L
Le résultat me parait logique, c'est l'espérance de la loi exponentielle, qui étant le paramètre de la loi de Poisson est son espérance aussi.
Mais du coup il y a peut être une démonstration plus directe que de tout calculer...
Merci pour vos conseils !
Cyg