\documentclass[12pt] {article} \usepackage[T1]{fontenc} 
\usepackage[utf8]{inputenc}
\usepackage{amsmath,amssymb,graphicx,multicol,mathrsfs, fancyhdr,enumerate,fourier,eurosym,alterqcm,enumerate,tabularx,variations,numprint}
\usepackage[dvips]{color}
\usepackage{bclogo}
\usepackage{colortbl}
\usepackage{tikz}
\usepackage{pst-plot,pst-tree,pstricks,pst-node,pstricks-add,pst-math,pst-xkey,pst-eucl,colortbl,diagbox}
\usepackage[francais]{babel} 
\everymath{\displaystyle}
\usepackage[colorlinks=true,pdfstartview=FitV,linkcolor=blue,citecolor=blue,urlcolor=blue]{hyperref}
\textwidth 19cm \textheight 24cm \hoffset 
-1,4cm \voffset -3.7cm \oddsidemargin 0pt 
\renewcommand{\thesubsection}{\textcolor{red}{\Roman{subsection}}} 
\renewcommand{\thesubsubsection}{\textcolor{blue}{\Roman{subsection}}.\textcolor{blue}{\arabic{subsubsection}}} 
\pagestyle{fancy}
\cfoot{Page \thepage/\pageref{fin}}

\begin{document}
\begin{center}


\section*{\textcolor{red}{Probabilités sur un ensemble fini}}

\end{center}
\tableofcontents


\newpage

\subsection{\textcolor{red}{Petits rappels sur le vocabulaire des ensembles}}

\subsubsection{\textcolor{blue}{Définitions}}
Soient $A$ et $B$ deux ensembles.\\
$A\cup B$ est la réunion de $A$ et de $B$ : c'est l'ensemble des éléments appartenant à $A$ \textbf{ou} à $B$ (ou aux deux).\\
$A\cap B$ est l'intersubsection de $A$ et de $B$ : c'est l'ensemble des éléments appartenant à $A$ \textbf{et} à $B$.
$A\in B$ se lit : $A$ est inclus dans $B$ ; c'est le cas si tous les éléments de $A$ sont dans $B$.\\
\parbox{9cm}{
\begin{center}
$A\cup B$ :\\
\begin{tikzpicture}
\newcommand{\cercleA}{(0,0.67) circle (1cm)}
\newcommand{\cercleB}{(0,-0.67) circle (1cm)}
\begin{scope}
\clip (-1.05,0) rectangle (1.05,1.7);
\draw[color=blue,fill=blue!20] \cercleA;
\end{scope}
\begin{scope}
\clip (-1.05,-1.7) rectangle (1.05,0);
\draw[color=blue,fill=blue!20] \cercleB;
\end{scope}
\end{tikzpicture}
\end{center}}\hfill
\parbox{9cm}{
\begin{center}
$A\cap B$\\
\begin{tikzpicture}
\newcommand{\cercleA}{(0,0.67) circle (1cm)}
\newcommand{\cercleB}{(0,-0.67) circle (1cm)}
\draw[color=blue] \cercleA;
\draw[color=blue] \cercleB;
\begin{scope}
\clip \cercleA;
\draw[color=blue,fill=blue!20] \cercleB;
\end{scope}
\begin{scope}
\clip \cercleB;
\draw[color=blue] \cercleA;
\end{scope}
\end{tikzpicture}
\end{center}}

\noindent \textbf{\textcolor{red}{Remarque}} : $A\cup B=B\cup A$ ; $A\cap B=B\cap A$ .\\

\noindent Soit $E$ un ensemble et $A$ un sous-ensemble (donc $A\in E$). on note $\overline{A}$ le complémentaire de $A$ dans $E$ ; $\overline{A}$ est formé de tous les éléments de $E$ qui ne sont pas dans $A$.\\

\subsubsection{\textcolor{blue}{Propriétés}}
\begin{minipage}{8cm}
\begin{bclogo}[couleur = yellow!30, arrondi = 0.1,logo=\bcbook]{}
Soient $A$, $B$, $C$ trois ensembles : 
\begin{enumerate}[$\bullet$]

\item $A\cap A=A$

\item $A\cup A=A$

\item Si $A\in B$, $A\cap B=A$ et $A\cup B=B$

\item $A\cap(B\cup C)=(A\cap B)\cup(A\cap C)$

\item $A\cup(B\cap C)=(A\cup B)\cap(A\cup C)$

\item $\overline{A\cap B}=\overline{A}\cup\overline{B}$

\item $\overline{A\cup B}=\overline{A}\cap\overline{B}$
\end{enumerate}

\end{bclogo}
\end{minipage}

\newpage
\subsection{\textcolor{red}{Le vocabulaire des événements}}

\subsubsection{\textcolor{blue}{Les événements}}
\begin{bclogo}[couleur = cyan!20, arrondi = 0.1,logo=\bcbook]{\textcolor{red}{Définition}}
On effectue une \textbf{expérience aléatoire} (c'est-à-dire une expérience dont on ne peut prévoir le résultat) conduisant à $n$  \textbf{éventualités} ou \textbf{issues} : $e_1$, $e_2$, $\cdots$, $e_{i}$, $\cdots$, $e_{n}$.\\
L'ensemble de toutes les éventualités de l'expérience aléatoire est \textcolor{red}{l'\textbf{univers}}, noté généralement \\
$\Omega=\{e_1; e_2; \cdots; e_i;\cdots, e_n\}$.\\
Toute partie de l'univers est un \textcolor{red}{\textbf{événement}}.\\
Un événement qui ne contient qu'une seule événtualité est un \textcolor{red}{\textbf{événement élémentaire}}.\\
$\Omega$ est \textcolor{red}{l'\textbf{événement certain}}; \\
$\emptyset$ est \textcolor{red}{l'\textbf{événement impossible}}.
\end{bclogo}

\bigskip

\underline{\textbf{\textcolor{blue}{Exemples :}}} 
\begin{enumerate}[$\bullet$]

\item On lance une pièce de monnaie et on regarde la face supérieure. Le résultat est alors \og Pile\fg{} ou \fg Face\og{}.\\
On prend alors comme modèle : $\Omega=\{P~;~F\}$

\item On lance une fois un dé.\\
L'univers est $\Omega=\{1;2;3;4;5;6\}$.\\
1 est une éventualité.\\
Obtenir un nombre pair est l'événement: \textcolor{red}{$\{2;4;6\}$}.\\
Obtenir 6 est un événement élémentaire.

\item On lance deux dés rouge et vert ; on note en premier le résultat du dé rouge et ensuite, le résultats du dé vert :\\
$\Omega=\{(1~;~1)~;~(1~;~2)~;~(1~;~3)~;~\cdots (1~;~6)~;~(2~;~1)~;~(2~;~2)\cdots (6~;~6)\}$\\
$\Omega$ comprend 36 éléments : $\text{Card}(\Omega)=36$

\item En supposant que le sexe d'un bébé survient au hasard, quelles sont les possibilités pour les sexes des enfants des familles de deux enfants :\\
$\Omega=\{GG~;~FG~;~GF~;~FF\}$
\end{enumerate}


\subsubsection{\textcolor{blue}{Evénéments incompatibles}}
\begin{bclogo}[couleur = cyan!20, arrondi = 0.1,logo=\bcbook]{\textcolor{red}{Définition}}
Deux événements qui n'ont aucune éventualité commune sont dits \textcolor{red}{\textbf{incompatibles}} ou \textcolor{red}{\textbf{disjoints}}.
\end{bclogo}

\bigskip

\underline{\textbf{\textcolor{blue}{Exemple :}}} On tire une carte d'un jeu de 32 cartes.\\
Les événements \og tirer un roi\fg{}  et \og tirer un sept\fg{}  sont incompatibles.\\
Par contre, les événements \og tirer un roi\fg  et \og tirer une carte de coeur\fg  ne sont pas incompatibles: ils ont l'éventualité \og roi de coeur\fg{}  en commun.

\subsubsection{\textcolor{blue}{Événements contraires}}
\begin{bclogo}[couleur = cyan!20, arrondi = 0.1,logo=\bcbook]{\textcolor{red}{Définition}}
Si $A$ est un événement de l'univers $\Omega$, l'événement constitué de toutes les éventualités de $\Omega$ qui ne sont pas dans $A$ est appelé \textcolor{red}{l'\textbf{événement contraire de A}}, et il est noté \textcolor{red}{$\overline{A}$}.
\end{bclogo}

\bigskip

\textbf{\textcolor{red}{Exemple }}: Quand on lance une fois un dé, l'événement \og obtenir un nombre pair\fg  est le contraire de l'événement \og obtenir un nombre impair\fg .


\subsection{\textcolor{red}{Calcul de probabilités}}

\subsubsection{\textcolor{blue}{Définition}}
\begin{bclogo}[couleur = cyan!20, arrondi = 0.1,logo=\bcbook]{\textcolor{red}{Définition}}
Soit $\Omega=\{e_1; e_2; \cdots; e_i;\cdots, e_n\}$ l'univers d'une expérience aléatoire.\\
\`A chaque événement élémentaire $\{e_i\}$, on associe un nombre réel $p_i$ de $[0;1]$, appelé \textbf{probabilité} de cet événement 
élémentaire $\{e_i\}$, $p_i=P=(e_i)$ tel que :
\begin{enumerate}[$\bullet$]
	\item $0\leq p_i\leq 1$,
	\item la somme de ces nombres est : $p_1+p_2+\cdots+p_i+\cdots+p_n=1$
\end{enumerate}
\end{bclogo}


\subsubsection{\textcolor{blue}{Loi des grands nombres}}
On répète un grand nombre de fois. une expérience aléatoire identique ayant $n$ issues possibles  :\\
$e_{1}$, $e_{2}$, \dots $e_{n}$.\\
On note $f_{n}(k)$ la fréquence d'apparition de l'événement $e_{k}$.
On définit une loi de probabilité sur $\Omega$ : on note $p(k)$ la probabilité de $e_{k}$.\\
On a un modèle cohérent si $\lim_{n\rightarrow +\infty}f_{n}(k)=p(k)$.\\


\subsubsection{\textcolor{blue}{Loi équirépartie, équiprobabilité}}
\begin{bclogo}[couleur = cyan!20, arrondi = 0.1,logo=\bcbook]{\textcolor{red}{Définition}}
\begin{itemize}
	\item Si tous les événements élémentaires $e_1; e_2; \cdots; e_i; \cdots; e_n$ ont la même probabilité, on dit que les événements élémentaires sont \textcolor{red}{\textbf{équiprobables}}. Alors : $ p_1=p_2=\cdots=p_n=\frac{1}{n}$.
	\item S'il y a équiprobabilité, alors pour tout événement $A$, \[p(A)=\frac{\text{nombre d'éléments de} A}{\text{Nombre d'éléments de }\Omega}=\dfrac{\text{Card}(A)}{\text{Card}(\Omega)}\]
\end{itemize}

\bigskip

\end{bclogo}\underline{Exemples:}
\begin{enumerate}
	\item On lance une pièce équilibrée. Les événements: tomber sur pile et tomber sur face sont équiprobables; ils ont chacun une probabilité de \textcolor{red}{$\frac{1}{2}$}.
	\item On lance un dé à six faces équilibré. Les événements: obtenir un 1; obtenir un 2; $\cdots$; obtenir un 6 sont équiprobables. Ils ont chacun une probabilié de \textcolor{red}{$\frac{1}{6}$}.
	\item Si l'on reprend l'exemple du dé non pipé. On considère l'événement $A$: obtenir un nombre pair.\\
Alors $A=\{2;4;6\}$. Chaque événement étant équiprobable, $p(A)=\textcolor{red}{\frac{3}{6}=\frac{1}{2}}$.
\end{enumerate}

\subsubsection{\textcolor{blue}{Propriétés}}
\begin{tabularx}{\linewidth}{|*{3}{>{\centering \arraybackslash}X|}}
\hline
Parties de $\Omega$&Vocabulaire des événements&Propriété\\ \hline

$A$&$A$ événement quelconque &$0\leq P(A)\leq 1$\\
&$A\subset\Omega$&\\ 
 \hline

$\emptyset$&événement impossible&$P(\emptyset)=0$\\ 
&&\\ \hline

$\Omega$&événement certain&$P(\Omega)=1$\\ 
&&\\ \hline

$A\cap B=\emptyset$&$A$ et $B$ sont incompatibles&$P(A\cup B)=P(A)+P(B)$\\ 
&&\\ \hline

$\overline{A}$&événement contraire de $A$&$P(\overline{A})=1-P(A)$\\ 
&&\\ \hline

$A$, $B$&$A$ et $B$ événements quelconques&$P(A\cup B)$\\
&&$=P(A)+P(B)-P(A\cap B)$\\ 
\hline
\end{tabularx}

\vspace{1cm}
\textbf{\textcolor{red}{Remarque :}} $p(\emptyset)=0$, mais $p(A)=0$ n'implique pas que $A=\emptyset$, \textbf{\textcolor{red}{sauf pour un ensemble fini}}.

En cas d'équiprobabilité avec un univers \textbf{\textcolor{red}{fini}}, on a : $p(A)=\dfrac{\text{Card}(A)}{\text{Card}(\Omega)}$, donc $p(A)=0\Rightarrow \text{Card}(A)=0\Rightarrow A=\emptyset$.

\subsubsection{\textcolor{blue}{Exemples}}
\begin{enumerate}
	\item On considère un jeu de 32 cartes. $A$ est l'événement: \og tirer une carte de pique \fg ; $B$ est l'événement: \og tirer un valet \fg.\\
Il y a huit cartes de pique dans le jeu, donc, les événements étant équiprobables, $p(A)=$\textcolor{red}{$\frac{8}{32}$}.\\
Il y a quatre valets dans le jeu. Les événements étant équiprobables, $p(B)=$\textcolor{red}{$\frac{4}{32}$}.\\
L'événement $A\cap B$ est: \og tirer un valet de pique \fg. Sa probabilité est donc \textcolor{red}{$\frac{1}{32}$}.\\Alors $p(A\cup B)=$\textcolor{red}{$p(A)+p(B)-p(A\cap B)$}=\textcolor{red}{$\frac{8}{32}+\frac{4}{32}-\frac{1}{32}=\frac{11}{32}$}.
	\item Dans le jeu de trente-deux cartes, l'événement: \og obtenir une carte de coeur, carreau ou trèfle \fg est l'événement contraire de l'événement $A$: \og obtenir une carte de pique \fg.\\
	Donc $p(\overline{A})=\textcolor{red}{1-p(A)=1-\frac{8}{32}=\frac{32}{32}-\frac{8}{32}=\frac{24}{32}=\frac{3}{4}}$.
	\item On lance 3 fois de suite une pièce de monnaie équilibrée et on note la face obtenue à chaque fois.\\
	$\Omega=\textcolor{red}{\{PPP~;~FPP~;~PFP~;~PPF~;~FFP~;~FPF~;~PFF~;~FFF\}}$\\
	$A=\{PPP;FFF\}$ est un événement.\\
	Les événements élémentaires sont : \textcolor{red}{\{PPP\}~;~\{FPP\}~;~\{PFP\}}\\
	 \textcolor{red}{\{PPF\}~;~\{FFP\}~;~\{FPF\}~;~\{PFF\}~;~\{FFF\}}\\
	
	Si $B=\{PPF;PFP;FFP\}$ alors $A\cap B=\textcolor{red}{\emptyset}$ ou $A$ et $B$ sont \textcolor{red}{incompatibles} \\
	$\overline{A}=\{FPP~;~PFP~;~FPF~;~FFF\}$
\end{enumerate}


\subsubsection{\textcolor{blue}{Utilisation d'un arbre}}
\textbf{\textcolor{blue}{Exemple 1 :}} on suppose que la probabilité pour une famille quelconque  d'avoir une fille est la même que celle d'avoir un garçon.\\
On s'intéresse aux familles de deux enfants ; quelle est la probabilité d'avoir deux enfants de sexes différents ?\\
Le plus simple est de faire un arbre. On note $G_{1}$ l'événement \og avoir un garèçon la  première fois\fg et donc $\overline{G_{1}}$ l'événement \og avoir une fille \fg la première fois.\\
On note $G_{2}$ l'événement \og avoir un garèçon lors de la deuxième naissance\fg.\\

L'arbre est alors :
\begin{center}
\psset{nodesep=0mm,levelsep=20mm,treesep=10mm}
\pstree[treemode=R]{\Tdot}
{
\pstree
{\Tdot~[tnpos=a]{$G_{1}$}\taput{\small $$}}
{
\Tdot~[tnpos=r]{$G_{2}$}\taput{\small $$}
\Tdot~[tnpos=r]{$\overline{G_{2}}$}\tbput{\small $$}
}
\pstree
{\Tdot~[tnpos=a]{$\overline{G_{1}}$}\tbput{\small $$}}
{
\Tdot~[tnpos=r]{$G_{2}$}\taput{\small $$}
\Tdot~[tnpos=r]{$\overline{G_{2}}$}\tbput{\small $$}
}
}
\end{center}

\textbf{\textcolor{blue}{Exemple 2}}\\
On lance trois fois une pièce de monnaie, parfaitement équilibrée. On veut savoir la probabilité d'avoir exactement deux Pile et une Face, dans n'importe quel ordre.\\
On fait un arbre et on compte le nombre final de sous-branches : il y en a 8, dont trois sont favorables à l'événement considéré : la probabilité cherchée est donc $\dfrac{3}{8}$.



\subsection{\textcolor{red}{ Probabilités conditionnelles, événements indépendants}}

\subsubsection{\textcolor{blue}{Exemples}}
On fait tourner deux roues circulaires bien équilibrées. L'une est bleue et l'autre est rouge. Chacune est formée de trois secteurs identiques, numérotés 1, 2 et 3.\\
On forme ainsi un nombre à deux chiffres : la roue bleue donne le chiffre des dizaines et la roue rouge donne le chiffre des unités.\\
L'univers est constitué de neuf résultats : $\Omega=\{11;12;13;21;22;23;31;32;33\}$.\\
La loi est équirépartie sur $\Omega$.

\begin{enumerate}
\item \textcolor{red}{\textbf{Règle du jeu \no 1 :}} le joueur est gagnant si le résultat obtenu est un multiple de 11.

\begin{enumerate}
\item $p(G)=p($\og \{11~;~22~;~33\} \fg )$=\frac{3}{9}=\frac{1}{3}$.
\item La roue bleu est arrêtée sur le secteur 1, alors que la roue rouge tourne encore. Le nouvel univers est alors $\Omega '=\{11;12;13\}$. On a une loi équirépartie sur ce nouvel univers $\Omega '$.\\
La probabilité que le joueur gagne, sachant que la roue bleue est arrêtée sur le secteur 1, est $p'(G)=\frac{1}{3}$.\\
La probabilité de gagner n'a pas changé.\\
On dit que les événements \og La roue bleue est arrêtée sur le secteur 1\fg et  \og Le joueur est gagnant \fg sont \textbf{indépendants}.
\end{enumerate}

\item \textcolor{red}{\textbf{Règle du jeu \no 2 :}} le joueur gagne si la somme des chiffres obtenus est au moins égale à 5.\\
$S$ est la variable aléatoire égale à la somme des chiffres obtenus.\\
$S$, variable aléatoire, est une fonction de $\Omega$ dans $\mathbb{N}$.\\
$S$ peut prendre les valeurs 2, 3, 4, 5 ou 6.\\

\begin{enumerate}
\item 
La loi de probabilité de $S$ est :\\
$\begin{array}{| c| c| c| c| c| c| }
\hline
  s_i&2   &3&4&5&6   \\
\hline
  p_i&\cfrac{1}{9}   &\cfrac{2}{9} &\cfrac{1}{3}&\cfrac{2}{9}&\cfrac{1}{9}  \\
  \hline
\end{array}$

Alors : $p(G)=\frac{2}{9}+\frac{1}{9}=\frac{1}{3}$
\item La roue bleue s'est arrêtée sur le secteur 3 alors que la roue rouge tourne encore. Le nouvel univers $\Omega ''$ est $\Omega ''=\{31;32;33\}$.\\
La loi de $S$ est : \\
$\begin{array}{| c| c| c| c| }
\hline
  s_i&4&5&6   \\
\hline
  p_i&\frac{1}{3}&\frac{1}{3}&\frac{1}{3}  \\
  \hline
\end{array}$\\
donc $p'(S\geq 5)=\frac{2}{3}$.\\
La probabilité que le joueur gagne sachant que la roue bleue est arrêtée sur le 3 est $\frac{2}{3}$. Cette probabilité est \textbf{différente} de la précédente.\\
Les événements \og La roue bleue est arrêtée sur 3 \fg et \og Le joueur est gagnant \fg \textbf{ne sont pas indépendants}.
\end{enumerate}
 \end{enumerate}


\subsubsection{\textcolor{blue}{Conditionnement par un événement}}
\begin{bclogo}[couleur = cyan!20, arrondi = 0.1,logo=\bcbook]{\textcolor{red}{Définition}}
Soit $p$ une probabilité sur un univers $\Omega$ et soit A un événement tel que $p(A)\neq 0$. Pour tout événement B, on appelle probabilité de B sachant A le réel noté $p_A(B)$ défini par : \[p_A(B)=\frac{p(A\cap B)}{p(A)}.\]
\end{bclogo}

\bigskip

\textbf{\textcolor{blue}{Conséquences}} : 
\begin{enumerate}[$\bullet$]
\item $p(A\cap B)=p_A(B)\times p(A)$

\item $p_B(A)=\dfrac{p(A\cap B)}{p(B)}$ donc $p(A\cap B)=p_B(A)\times p(B)$.

\item On en déduit : $\boxed{\textcolor{red}{p_A(B)\times p(A)==p_B(A)\times p(B)$}}$
\end{enumerate}

\bigskip

\textcolor{blue}{\textbf{Exemple :}} On lance successivement deux fois un dé tétraédrique équilibré (non truqué)numéroté de 1 à 4. On note les résultats dans l'ordre. Par exemple : $(4 ;1)$.\\
L'univers $\Omega$ est l'ensemble de tous les couples possibles. $\Omega =\{(i ;j), i\in\{1 ;2 ;3 ;4\}, j\in\{1 ;2 ;3 ;4\}\}.$\\
Comme le dé est équilibré, on a une loi équirépartie : tous les résultats sont équiprobables. Chaque couple a une probabilité de $\frac{1}{16}$ d'apparaître.\\
Soient les événements suivants : \\
A : \og Le premier tirage a donné 3\fg{}.\\
B : \og La somme des deux résultats est supérieure ou égale à 7. \fg{}\\
On a : $p(A)=\frac{4}{16}=\frac{1}{4}$ ; $p(A\cap B)=\frac{1}{16}$.\\
Alors : $p_A(B)=\frac{p(A\cap B)}{p(A)}=\frac{\frac{1}{16}}{\frac{1}{4}}=\frac{1}{4}$ (probabilité d'avoir une somme supérieure ou égale à 7 sachant que le premier nombre est 3.)\\

\textbf{\textcolor{red}{Remarques :}} \\
\begin{enumerate}[$\bullet$]
\item $p_A(A)=\frac{p(A\cap A)}{p(A)} =\frac{p(A)}{p(A)}=1$ (l'événement A sachant A est certain).

\item Si A et B sont incompatibles, $p_A(B)=0$ ; en effet : $p_A(B)=\frac{p(A\cap B)}{p(A)}=\frac{0}{p(A)}=0$.

\item $p_A(\overline{B})=1-p_A(B)$.

\item $p(A\cap B)=p_{A}(B)\times p(B)$.
\end{enumerate}

\textbf{\textcolor{blue}{Exemple :}} Au jeu, l'objectif d'un tricheur est d'obtenir un conditionnement ; par exemple, au poker, sachant qu'il a vu l'as de trèfle dans la main de son voisin de gauche, la probabilité que le voisin de droite ait un carré d'as est nulle.


\subsubsection{\textcolor{blue}{Événements indépendants}}
\begin{minipage}{18cm}
\begin{bclogo}[couleur = cyan!20, arrondi = 0.1,logo=\bcbook]{\textcolor{red}{Définition}}
Deux événements A et B sont indépendants si, et seulement si, $p(A\cap B)=p(A)\times p(B)$.
\end{bclogo}
\end{minipage}

\bigskip

\textbf{\textcolor{blue}{Exercice}} (\textbf{\textcolor{red}{à savoir faire}}) :\\
Montrer que si $A$ et $B$ sont indépendants, $\overline{A}$ et $\overline{B}$ le sont aussi, de même que $A$ et $\overline{B}$ ou $\overline{A}$ et $B$.\\

Montrons l'indépendance de $\overline{A}$ et $\overline{B}$ :\\
Par hypothèse, $A$ et $B$ sont indépendants, donc $p(A\cap B)=p(A)p(B)$.\\
Alors : $p\left(\overline{A}\cap\overline{B}\right)=p\left(\overline{A\cup B}\right)=1-p(A\cup B)=1-\left[p(A)+p(B)-p(A\cap B)\right]=1-p(A)-p(B)+p(A)p(B)\\
=(1-p(A))\times (1-p(B))=p(\overline{A})\times p(\overline{B})$ donc $\overline{A}$ et $\overline{B}$ sont indépendants.\\

\begin{minipage}{13cm}
\begin{bclogo}[couleur = yellow!30, arrondi = 0.1,logo=\bcbook]{\textcolor{red}{Propriété}}
Soient A et B deux événements tels que $p(A)\neq 0$ et $p(B)\neq 0$.\\
A et B sont indépendants si et seulement si $p_A(B)=p(B)$.\\
A et B sont indépendants si et seulement si $p_B(A)=p(A)$.}
\end{bclogo}
\end{minipage}

\bigskip

\textcolor{red}{Démonstration :}\\
 On a : $p(A\cap B)=p(A)\times p(B)$ et $p(A\cap B)=p_A(B)\times p(A)$ d'o˘ : $ p(A)\times p(B)= p_A(B)\times p(A)$ soit $p(B)=p_A(B)$ en divisant par p(A).\\
 
\noindent \textcolor{blue}{\textbf{Remarque :}} Si A et B sont de probabilité non nulle, leur indépendance signifie que la réalisation de l'un ne modifie pas la probabilité de réalisation de l'autre.


 
\subsubsection{\textcolor{blue}{Formule des probabilités totales}}
\begin{bclogo}[couleur = cyan!20, arrondi = 0.1,logo=\bcbook]{\textcolor{red}{Définition}}
Partition de $A$ :\\
 Deux sous-ensembles $A_1$ et $A_2$ non vides de $A$ forment une partition de celui-ci si $A=A_1\cup A_2$ et si $A_1\cap A_2=\emptyset$.\\
 \textbf{\textcolor{red}{Formule}} : on a alors :  $A=(A\cap A_1)\cup(A\cap A_2)$ (réunion d'événements disjoints) et\\
 $\textcolor{red}{p(A)=p(A\cap A_1)+p(A\cap A_2)=p_{A_1}(A)p(A_1)+p_{A_2}(A)p(A_2)}$
\end{bclogo}

\bigskip

\textbf{\textcolor{blue}{Interprétation sur un arbre :}}\\

\parbox{5cm}{%\usepackage{pstricks,pst-plot,pst-text,pst-tree,pst-eps,pst-fill,pst-node,pst-math}
\psset{nodesep=0mm,levelsep=20mm,treesep=10mm}
\pstree[treemode=R]{\Tdot}
{
\pstree
{\Tdot~[tnpos=a]{$A$}\taput{\small $0,2$}}
{
\Tdot~[tnpos=r]{$B$}\taput{\small $0,4$}
\Tdot~[tnpos=r]{$\overline{B}$}\tbput{\small $0,6$}
}
\pstree
{\Tdot~[tnpos=a]{$\overline{A}$}\tbput{\small $0,8$}}
{
\Tdot~[tnpos=r]{$B$}\taput{\small $0,1$}
\Tdot~[tnpos=r]{$\overline{B}$}\tbput{\small $09$}
}
}}\hfill
\parbox{12cm}{En fait, en bout d'arbre, quand on écrit $B$, on devrait  écrire $A\cap B$ ou $\overline{A}\cap B$.\\
On a : $B=(A\cap B)\cup(\overline{A}\cap B)$ qui est une réunion d'événements incompatibles.\\
Donc : $p(B)=p\left((A\cap B)\cup(\overline{A}\cap B)\right)=p\left((A\cap B)\right)+p\left(\overline{A}\cap B)\right)\\
=P_{A}(B)p(A)+p_{\overline{A}}(B)p(\overline{A})=0,4\times 0,2+0,1\times 0,8=0,16$}

\subsection{\textcolor{red}{Variable aléatoire}}

\subsubsection{\textcolor{blue}{Définition}}
\begin{bclogo}[couleur = cyan!20, arrondi = 0.1,logo=\bcbook]{}
On se place dans l'ensemble $\Omega$, muni de la probabilité $P$.\\
Une \textbf{variable aléatoire} $X$ est une application définie sur $\Omega$ et à valeurs dans $\mathbb{R}$. Sa valeur dépend de l'issue de l'expérience aléatoire.
\end{bclogo}

\bigskip

\textbf{\textcolor{blue}{Exemple :} }On lance deux fois de suite une pièce de monnaie équilibrée. On gagne 2 euros pour chaque résultat \og pile\fg{}, et on perd 1 euro pour chaque  \og face\fg.\\
L'ensemble des issues est  : $\Omega=\{PP;FP;FP;FF\}$. Il y a équiprobabilité puisque la pièce est équilibrée.\\
Soit $X$ l'application définie sur $\Omega$  qui à chaque issue associe le gain correspondant. Donc $X$ prend les valeurs : 4; 1 ou -2. $X$ est une variable aléatoire.\\
Pour chaque valeur possible (par exemple 1), on peut considérer l'événement $(X=2)=\{PF;FP\}$ et lui associer sa probabilité. On obtient alors une loi de probabilité sur l'ensemble des gains  : Les valeurs possibles sont : $\{4~;~1~;~-2\}$.\\
Cette loi est appelée \textbf{loi de $X$} et est notée $P_X$.\\

\begin{tabular}{|c|c|c|c|}\hline
gain $x_i$&$x_1=-2$&$x_2=1$&$x_3=4$\\ \hline
probabilité $p_i=P(X=x_i)$&$0.25$&$0.5$&$0.25$\\ \hline
\end{tabular}\\

\bigskip

\textbf{\textbf{\textcolor{red}{Exercice :}} }Une urne contient 2 boules bleues, trois vertes et une jaune. On prend au hasard trois boules de l'urne. On appelle $X$ la variable aléatoire égale au nombre de couleurs présentes parmi les trois boules.\\
Quelles sont les valeurs prises par $X$?\\
Quelle est la loi de probabilité de $X$?

\subsubsection{\textcolor{blue}{Espérance, variance et écart-type}}
Soit $\Omega=\{x_1; x_2;\cdots;x_n\}$ muni d'une probabilité $P$ telle que $P(\{x_i\})=p_i$.\\

\begin{minipage}{12cm}
\begin{bclogo}[couleur = cyan!20, arrondi = 0.1,logo=\bcbook]{\textcolor{red}{Définition}}
On appelle :
\begin{itemize}
	\item \textbf{espérance} de la loi $P$ la nombre : $\displaystyle \mu=\sum_{i=1}^{n} p_ix_i$;
	\item \textbf{variance} de la loi $P$ le nombre : $\displaystyle V=\sum_{i=1}^n p_i(x_i-\mu)^2$;
	\item \textbf{écart-type} de la loi $P$ le nombre : $\displaystyle \sigma=\sqrt{V}$.
\end{itemize}
\end{bclogo}

\end{minipage}\\

\bigskip

\noindent \textbf{\textcolor{red}{Remarque :}} \textbf{l'espérance correspond à la notion de moyenne}.

\subsection{\textcolor{red}{Loi binomiale}}

\subsubsection{\textcolor{blue}{Schéma de Bernoulli}}
\begin{bclogo}[couleur = yellow!30, arrondi = 0.1,logo=\bcbook]{\textcolor{red}{Définition}}
On appelle épreuve de Bernoulli une expérience aléatoire à deux issues, appelées en général succès et échec.\\
Si $p$ est la probabilité d'un succès, la probabilité d'un échec est $q=1-p$.\\

\noindent On appelle schéma de Bernoulli une répétition de $n$ fois la m
ême épreuve de Bernoulli, les épreuves successives étant indépendantes.\\
Les paramètres sont $n$ (nombre d'épreuves) et $p$, probabilité d'un succès
\end{bclogo}


\bigskip

\noindent On peut représenter la situation par un arbre pondéré.\\

\noindent \textbf{\textcolor{red}{Exemple avec trois épreuves :}}
\begin{center}
%\usepackage{pstricks,pst-plot,pst-text,pst-tree,pst-eps,pst-fill,pst-node,pst-math}
\psset{nodesep=0mm,levelsep=30mm,treesep=7mm}
\pstree[treemode=R]{\Tdot}
{
\pstree
{\Tdot~[tnpos=a]{$S$}\taput{ $p$}}
{
\pstree
{\Tdot~[tnpos=a]{$S$}\taput{ $p$}}
{
\Tdot~[tnpos=r]{$S$}\taput{ $p$}
\Tdot~[tnpos=r]{$\overline{S}$}\tbput{ $1-p$}
}
\pstree
{\Tdot~[tnpos=a]{$\overline{S}$}\tbput{ $1-p$}}
{
\Tdot~[tnpos=r]{$S$}\taput{ $p$}
\Tdot~[tnpos=r]{$\overline{S}$}\tbput{ $1-p$}
}
}
\pstree
{\Tdot~[tnpos=a]{$\overline{S}$}\tbput{ $1-p$}}
{
\pstree
{\Tdot~[tnpos=a]{$S$}\taput{ $p$}}
{
\Tdot~[tnpos=r]{$S$}\taput{ $p$}
\Tdot~[tnpos=r]{$\overline{S}$}\tbput{ $1-p$}
}
\pstree
{\Tdot~[tnpos=a]{$\overline{S}$}\tbput{ $1-p$}}
{
\Tdot~[tnpos=r]{$S$}\taput{ $p$}
\Tdot~[tnpos=r]{$\overline{S}$}\tbput{ $1-p$}
}
}
}
\end{center}

On a par exemple : $p\left(S\cap\overline{S}\cap S\right)=p(1-p)p=p^{2}(1-p)$

\subsubsection{\textcolor{blue}{Coefficients binomiaux}}
\begin{bclogo}[couleur = yellow!30, arrondi = 0.1,logo=\bcbook]{\textcolor{red}{Propriété}}
On considère un schéma de Bernoulli de paramètres $n$ et $p$.\\
Soit $k$ un entier tel que $0\leqslant k\leqslant n$.\\
On appelle coefficient binomial $\binom{n}{k}$, ou combinaison de $k$ parmi $n$, le nombre de chemins conduisant à $k$ succès sur l'arbre représentant $n$ expériences successives.
\end{bclogo}

\bigskip

\textbf{\textcolor{blue}{Remarque}} : $\binom{n}{k}$ compte le nombre de positions possibles des $k$ succès parmi les $n$ positions possibles de $S$ et $\overline{S}$.\\


\begin{minipage}{6cm}
\begin{bclogo}[couleur = cyan!20, arrondi = 0.1,logo=\bcbook]{\textcolor{red}{Propriété}}
Soit $k\in\mathbb{N}$ tel que $0\leqslant k\leqslant n$.\\
Alors : 
\begin{enumerate}[$\bullet$]
\item $\binom{n}{0}=1$

\item $\binom{n}{n}=1$

\item $\binom{n}{1}=n$

\item $\binom{n}{n-k}=\binom{n}{k}$
\end{enumerate}
\end{bclogo}

\end{minipage}
\bigskip

\textbf{\textcolor{red}{Justification :}}

\begin{enumerate}[$\bullet$]
\item $\binom{n}{0}=1$ car il n'y a qu'un seul chemin réalisant 0 succès.

\item $\binom{n}{n}=1$ car il n'y a qu'un seul chemin réalisant n succès.

\item $\binom{n}{1}=n$ car il y a $n$  chemins réalisant 1 succès, correspondant aux $n$ emplacements possibles de ce succès.

\item $\binom{n}{n-k}=\binom{n}{k}$ car compter le nombre dfe chemins menant à $n-k$ succès revient à compter le nombre de chemins menant à $k$ échecs.
\end{enumerate}

\newpage
\textbf{\textcolor{red}{Remarque}} :On peut calculer les coefficients binomiaux essentiellement de deux façons différentes :
\begin{enumerate}[$\bullet$]
\item à l'aide de la calculatrice.

\item à l'aide du triangle de Pascal (voir ci-dessous)

\item avec la formule directe (hors-programme) : $\binom{n}{k}=\dfrac{n!}{k!\times (n-k)!}$ où $n!=n\times (n-1)\times (n-2)\times \cdots\times 2\times 1$ (se lit \og{} factorielle n\fg{})

\end{enumerate}

\vspace{1cm}

\begin{minipage}{14cm}
\begin{bclogo}[couleur = yellow!30, arrondi = 0.1,logo=\bcbook]{\textcolor{red}{Propriété}}
Soit un schéma de Bernoulli correspondant à des paramètres $n$ et $p$.\\
Pour $0\leqslant k\leqslant n$, on a : \\
$\binom{n}{k}+\binom{n}{k+1}=\binom{n+1}{k+1}$
\end{bclogo}

\end{minipage}
\bigskip

\textbf{\textcolor{blue}{Démonstration :}}\\
Les chemins comportant $n+1$ succès parmi les $n+1$ épreuvesn au nombre de $\binom{n+1}{k+1}$, sont de deux sortes :
\begin{enumerate}[$\bullet$]
\item ceux commen\c cant par un échec : il y en a $\binom{n}{k+1}$ (car les $k+1$ succès sont dans les $n$ épreuves autres que la première)

\item ceux commen\c cant par un succès : il y en a $\binom{n}{k}$ car ayant commencé par un succès, il n'en reste plus que $k$ à chercher parmi les $n$ épreuves autres que la première.
\end{enumerate}

On peut alors calculer les coefficients binomiaux de proche en proche, par exemple avec le triangle de Pascal :
\begin{center}
\begin{tabularx}{\linewidth}{||*{10}{>{\centering \arraybackslash}X|}}
\hline
\rowcolor{blue!40}\backslashbox{n}{p}&0&1&2&3&4&5&6&7&8\\
\hline
\cellcolor{blue!40}0&\cellcolor{red!40}1&0&0&0&0&0&0&0&0\\
\hline
\cellcolor{blue!40}1&1&\cellcolor{red!40}1&0&0&0&0&0&0&0\\
\hline
\cellcolor{blue!40}2&1&2&\cellcolor{red!40}1&0&0&0&0&0&0\\
\hline
\cellcolor{blue!40}3&1&3&3&\cellcolor{red!40}1&0&0&0&0&0\\
\hline
\cellcolor{blue!40}4&1&\cellcolor{yellow!60}4&\cellcolor{yellow!60}6&4&\cellcolor{red!40}1&0&0&0&0\\
\hline
\cellcolor{blue!40}5&1&5&\cellcolor{yellow!60}10&10&5&\cellcolor{red!40}1&0&0&0\\
\hline
\cellcolor{blue!40}6&1&6&15&20&15&6&\cellcolor{red!40}1&0&0\\
\hline
\cellcolor{blue!40}7&1&7&21&35&35&21&7&\cellcolor{red!40}1&0\\
\hline
\cellcolor{blue!40}8&1&8&28&56&70&56&28&8&\cellcolor{red!40}1\\
\hline
\end{tabularx}
\end{center}

\bigskip
10 s'obtient en calculant $4+6$.
\newpage
\subsubsection{\textcolor{blue}{Loi binomiale}}
\begin{bclogo}[couleur = yellow!30, arrondi = 0.1,logo=\bcbook]{\textcolor{red}{Définition}}
Soit une expérience aléatoire associée à un schéma de Bernoulli.\\
Soit $X$ la variable aléatoire comptant le nombre de succès.\\
La loi de probabilité de $X$ est appelée loi binomiale de paramètres $n$ et $p$, notée $\mathscr{B}(n~;~p)$.
\end{bclogo}

\bigskip

\begin{bclogo}[couleur = cyan!20, arrondi = 0.1,logo=\bcbook]{\textcolor{red}{Propriété}}
Soit $X$ suivant la loi binomiale $\mathscr{B}(n~;~p)$. (on peut écrire $X\hookrightarrow\mathscr{B}(n~;~p)$)

Pour tout $k\leqslant n$, $p(X=k)=\binom{n}{k}p^{k}(1-p)^{n-k}$.
\end{bclogo}

\bigskip

Chaque chemin, comportant  $k$ succès et donc $n-k$ échecs, a une probabilité égale à $p^{k}(1-p)^{n-k}$.

Il y a $\binom{n}{k}$ tels chemins d'où le résultat.

\bigskip

\begin{bclogo}[couleur = yellow!30, arrondi = 0.1,logo=\bcbook]{\textcolor{red}{Propriétés (admises)}}
\begin{enumerate}[$\bullet$]
\item $E(X)=np$ (expérance)

\item $V(X)=npq$ (variance) où $q=1-p$

\item $\sigma(X)=\sqrt{npq}$ (écart-type).
\end{enumerate}
\end{bclogo}




\label{fin}
\end{document} 


 