corrigé edhec 2003 option économique

Exercice 1

1) a. Pour tout t > 0 :

Donc l'intégrale In est convergente et vaut e1/n - 1.
b. limn® +¥1/n = 0 et ex - 1 ~ 0 x, donc In = e1/n - 1 ~ +¥1/n.
2) Pour n ³1, un = f(n) est positif, et

La série de terme général 1/n2 est convergente (Riemann), donc la série de terme général un est convergente.
3) a. Pour tout x > 0,

donc f est décroissante sur [k, k + 1], donc pour tout x Î [k, k + 1], f(k + 1) £ f(x) £ f(k), donc


b. Pour tout k Î N*,

et la série de terme général f(k) est convergente, il en est donc de même de la série de terme général défini par l'intégrale de f sur l'intervalle [k, k + 1].
On sait (passage à la limite dans les inégalités) que si un £ vn, lim(un) = L, lim(vn) = L', alors L £ L'. Nous pouvons donc écrire :

4) On déduit de l'inégalité précédente :

Puis, en divisant par In qui est positif :

In est équivalent en +¥ à 1/n, donc n2In est équivalent à n, e1/n / n2In est équivalent à e1/n / n, donc tend vers 0 quand n tend vers +¥ .
Par encadrement, il en résulte que le quotient Rn/In tend vers 1 quand n tend vers +¥ , avec :

C'est dire que Rn est équivalent à In. Or In est équivalent à 1/n, donc Rn est équivalent à 1/n.

Exercice 2

1) fn est continue sur R sauf en 1 (et en 0 pour n = 1), positive ou nulle, et

Donc f n est une densité de probabilité.
2) a. Avec n = 1, f1(x) = 1 si x Î [0, 1], 0 sinon. On reconnaît la loi uniforme sur [0, 1].
b. Cas n ³ 2.
Fonction de répartition : Xn est à valeurs dans [0, 1], donc Fn(x) = 0 si x £ 0, Fn(x) = 1 si x ³ 1. Pour 0 £  x £  1 :

En résumé :

Espérance :

Variance :

3) a. Pour tout réel x, (Mn £ x) = (Un £ x) Ç (Vn £ x).
b. Pour tout réel x, P(Mn £ x) = P(Un £ x) P(Vn £ x) par indépendance de Un et Vn. Donc, pour tout réel x, Gn(x) = [Fn(x)]2, soit

Mn suit donc la loi monôme d'ordre 2n, elle a pour densité f2n, pour espérance E(Mn) = 2n / (2n + 1)
c. On prend deux nombres au hasard, la somme du plus grand et du plus petit de ces deux nombres est clairement égale à la somme des deux nombres. En d'autres termes :
Mn + Tn = Un + Vn
Donc Tn = Un + Vn - Mn, donc (linéarité de l'espérance) E(Tn) = 2n / (n + 1) - 2n / (2n + 1).

Exercice 3
Un sujet largement inspiré (c'est le moins qu'on puisse dire) d'un exercice donné à l'isc-eslsca 93 option éco...

1) Si x > 0, alors ex - 1 > 0. Si x < 0, alors ex - 1 < 0. Dans les deux cas, le quotient est positif, et donc

2) Sur R* : (ex - 1) / x est continue et positive sur R*, ln est continue sur ]0, +¥ [, donc la composée f est continue sur R*.
En 0 : limx® 0 (ex - 1) / x = 1, limx® 1 ln(x) = 0, donc limx® 0 f(x) = 0 = f(0), donc f est continue en 0.
Donc f est continue sur R.
3) Assez curieusement, on parle de continuité sur un ensemble qui n'est pas nécessairement un intervalle, alors que l'on s'astreint à parler de C1-continuité uniquement sur un intervalle (d'où l'expression " montrer que f est de classe C 1 sur ] ¥, 0 [ et sur ] 0, + ¥[" ). Cela n'a pas lieu d'être, la C1-continuité comme la continuité étant des notions locales (vérifiées ou non en un point). Nous parlerons donc de C1-continuité sur R*.
(ex - 1) / x est de classe C1 et positive sur R*, ln est de classe C1 sur ]0, +¥ [, donc la composée f est de classe C1 sur R*. Pour x appartenant à R*, on a :

4) a. Le recours aux développements limité est obligatoire. e désigne une fonction quelconque de limite nulle en 0.
Le DL de ex en 0 à l'ordre 2 est : ex = 1 + x + x2/2 + x2e(x). En remplaçant ex par son DL dans l'expression de f '(x), on trouve :

b. Théorème de prolongement des fonctions de classe C1 : f est continue sur R, de classe C1 sur R*, f ' admet une limite finie en 0, égale à 1/2 ; donc f est de classe C1 sur R, et f '(0) = 1/2.
5) a. g(x) = x ex ex + 1 ; g'(x) = ex + xex - ex = xex est du signe de ex. Donc g est strictement décroissante sur ] , 0], strictement croissante sur [0, +¥ [.
b. g(0) = 0, il résulte alors du a) que g est positive sur R*. Or, pour x différent de 0 :

Le dénominateur et le numérateur sont positifs, f ' est donc positive sur R*, et aussi en 0. f est donc strictement croissante sur R.
Pour les limites :


u0 > 0, un +1 = f (un).
6) On montre : " nÎ N , un > 0 par récurrence : u0 > 0 par hypothèse, et si un > 0 pour n fixé dans N, alors un+1 = f(un) > f(0) = 0 (car f est strictement croissante). La conclusion en résulte.
7) a.

Donc f (x) x = f ( x).
b. Pour tout x de R*+, f (x) x est du signe de f(- x). Or si x > 0, alors - x est négatif, et donc f(- x) aussi ( si - x < 0, alors f(- x) < f(0) = 0 ; bref, pour tout x réel, f(x) est du signe de x.)
Par conséquent, si x > 0, alors f(x) - x < 0.
c. Pour tout x > 0, f(x) - x < 0 ; Pour tout n, un > 0 ; donc pour tout n, f(un) - un < 0, un+1 - un < 0 : la suite (un) est (strictement) décroissante.
8) (un) est décroissante et minorée par 0, elle est donc décroissante. Sa limite L vérifie L = f(L) car f est continue sur R. Or L = f(L) ssi f(L) - L = 0 ssi f(- L) = 0 ssi - L = 0 (d'après le signe de f) ssi L = 0. La suite (un) converge donc vers 0.
9)
program edhec03 ;
var u : real ; n : integer ;
BEGIN
u : = 1 ; n : = 0 ;
repeat n : = n + 1 ; u : = ln(exp(u) - 1)/u) ; until u < 1.e- 3 ;
write(n) ;
END.

Problème
Les concepteurs de l'edhec semblent tenir fortement aux chaînes de Markov. Cela fournit des problèmes sans difficultés majeures, mais bien fastidieux et répétitifs...
1) a. Avec le s.c.e fortement suggéré par l'énoncé :
P(En+1) = P(En+1/En)P(En) + P(En+1/Fn)P(Fn) + P(En+1/Gn)P(Gn) + P(En+1/Hn)P(Hn)
P(En+1/En) = 2/3 car, si En est réalisé, alors on a gagné les parties n - 1 et n, et En+1 est réalisé ssi on gagne la partie n + 1. De même P(En+1/Fn) = 1/2. Les autres probabilités conditionnelles sont nulles. On a donc, pour tout n appartenant à N* :

b. Aucune explication n'est exigée, on louche sur la matrice de transition qui suit pour écrire :

c. OK ! (Pour justifier, partez de MUn pour arriver à Un+1.)
2) a. P´ Q = 10 I , donc P´ (1/10)Q = I, donc P est inversible et P-1 = (1/10) Q.
b. On esquisse les calculs afin de vérifier qu'il n'y a pas de piège :

On en déduit que - 1/3, 1/6, 1/2, 1 sont les valeurs propres de M, avec pour vecteurs propres respectivement C1, C2, C3, C4 (les valeurs propres de M car chacun sait qu'une matrice carrée d'ordre 4 admet au plus 4 valeurs propres).
c. P est inversible, donc (C1, C2, C3, C4) est une base de M3,1(R). Cette base est constituée de vecteurs propres de M, donc M est diagonalisable, et la théorie du changement de base fournit M = PDP-1, avec D = diag(- 1/3, 1/6, 1/2, 1)
3) a. Pour n = 0, PD0P-1 = I = M0, et si pour n fixé dans N on a Mn = PDnP-1, alors :
Mn+1 = MnM = PDnP-1PDP-1 = PDn+1P-1, d'où la conclusion.
b. Pour n = 2, M2- 2U2 = U2, et si pour n fixé supérieur ou égal à 2, on a Un = Mn -2U2, alors :
Un+1 = MUn = MMn- 2U2 = Mn+1- 2U2, d'où la conclusion.
c. Mn = PDnP-1 fournit, en mettant des x à la place des calculs inutiles :

Le joueur a gagné les deux premières parties, donc U2 est la matrice-colonne dont tous les éléments sont nuls, sauf le premier qui est égal à 1.
Un = Mn- 2U2 est donc la première colonne de Mn- 2, dont les éléments sont, dans l'ordre, P(En) etc.
d. -1/3, 1/6, 1/2 appartiennent à l'intervalle ouvert ]- 1, 1[, leurs puissances (n-2)-ème tendent vers 0 quand n tend vers +¥ , ne subsistent donc que 3/10 etc.
4) a. " k ³ 2, Ak = Ek È Fk.
b. Pour tout k ³ 2, Xk est une variable de Bernoulli, de paramètre
P(Xk = 1) = P(Ek) + P(Fk) = (1/10) [(- 1/3)n- 2 - 2(1/2)n- 2 + 6]
car Ek et Fk sont incompatibles.
5) a. P(S2 = 2) = 1 car le joueur a gagné les deux premières parties.
P(S3 = 2) = 1/3 car S3 = 2 ssi le joueur perd la troisième partie.
Pour n ³ 4, on utilise la généralisation de la formule des probabilités composées :

(On a gagné les deux premières parties, la probabilité de perdre la troisième est donc 1/3 ;
on a gagné la deuxième et perdu la troisième, la probabilité de perdre la quatrième partie est donc 1/2 ;
ensuite on perd deux parties consécutives, la probabilité de perdre la suivante est donc 2/3 ;
Le produit comporte n - 3 + 1 = n - 2 facteurs, dont deux sont différents de 2/3, il y a donc n - 4 facteurs égaux à 2/3.)
b. P(Sn = n) = P(A3 Ç A4 Ç ... Ç An) = P(A3) P(A4/A3) ... P(An / A3 Ç ... Ç An- 1) = (2/3)n- 2
c. Sn = X1 + ... + Xn. Par linéarité de l'espérance, E(Sn) = E(X1) + ... + E(Xn). Les Xk sont des variables de Bernoulli, de paramètre P(Xk = 1) = (1/10) [(- 1/3)n- 2 - 2(1/2)n- 2 + 6]. On a donc
E(Sn) = n(1/10) [(- 1/3)n- 2 - 2(1/2)n- 2 + 6].