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Éducation Nationale Française · PT

Espaces probabilisés et indépendance d'événements

⌚ ~91 min ▢ 11 blocs ✓ 56 exercices PDFCours complet PDFFiche d'exercices PDFCorrections ➣ Prérequis : Probabilités sur un univers fini
Conventions
Ce chapitre généralise à des univers infinis les probabilités étudiées sur un univers fini en première année. Le modèle typique a un univers au plus dénombrable ; quelques expériences (une suite infinie de lancers) en réclament un non dénombrable, où l'univers est laissé implicite. Nous adoptons les conventions et la notation rappelée suivantes.
  • Entiers. \(\mathbb{N} = \{0, 1, 2, \dots\}\) et \(\mathbb{N}^* = \mathbb{N} \setminus \{0\}\). Pour \(a \le b\) dans \(\mathbb{Z}\), \(\llbracket a, b \rrbracket = \{a, a+1, \dots, b\}\). Injection, surjection et bijection entre ensembles sont utilisées comme connues.
  • « Dénombrable » contre « au plus dénombrable ». Ce sont deux mots distincts. Un ensemble est dénombrable lorsqu'il est en bijection avec \(\mathbb{N}\) — un ensemble dénombrable est donc toujours infini. Un ensemble est au plus dénombrable lorsqu'il est fini ou dénombrable. L'hypothèse récurrente de ce chapitre est « au plus dénombrable », et non « dénombrable » : ne pas confondre les deux.
  • Univers et événements. \(\Omega\) est l'univers d'une expérience. Les événements forment une tribu \(\mathcal{A}\), définie ci-dessous ; un événement est un élément de \(\mathcal{A}\), et \((\Omega, \mathcal{A}, P)\) désigne un espace probabilisé.
  • Vocabulaire des événements. La traduction entre le langage probabiliste et les opérations ensemblistes est celle de la théorie sur un univers fini : \(\Omega\) est l'événement certain, \(\varnothing\) l'événement impossible, \(\overline{A}\) l'événement contraire, \(A \cup B\) est « \(A\) ou \(B\) », \(A \cap B\) est « \(A\) et \(B\) », et deux événements vérifiant \(A \cap B = \varnothing\) sont incompatibles.
  • Réunion disjointe. On note \(\bigsqcup_{n} A_n\) une réunion \(\bigcup_n A_n\) dont les termes sont deux à deux incompatibles.
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I Ensembles dénombrables : le minimum probabiliste
Pourquoi la dénombrabilité ici
Sur un univers fini, tout événement est un ensemble fini, et une probabilité est une somme finie de poids. Pour modéliser une expérience à une infinité d'issues — le rang du premier succès, le nombre d'essais avant une panne — on autorise l'univers à être au plus dénombrable, et les sommes deviennent des séries. Il nous suffit d'un petit vocabulaire sur ces ensembles : ce que signifient « dénombrable » et « au plus dénombrable », et les deux faits de stabilité que la suite du chapitre utilise. La construction et la théorie fine de la dénombrabilité s'étudient ailleurs et ne sont pas poursuivies ici ; on énonce le minimum et l'on passe à la probabilité.
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I.1 Ensembles dénombrables et au plus dénombrables
Définition — Ensemble dénombrable
Un ensemble \(E\) est dit dénombrable s'il existe une bijection \(\mathbb{N} \to E\). De façon équivalente, \(E\) est dénombrable lorsque ses éléments peuvent s'écrire comme une suite \(E = \{x_n \mid n \in \mathbb{N}\}\) où \(n \mapsto x_n\) est injective : chaque élément de \(E\) apparaît exactement une fois. Une telle suite est appelée une énumération de \(E\).
Définition — Ensemble au plus dénombrable
Un ensemble \(E\) est dit au plus dénombrable s'il est fini ou dénombrable. De façon équivalente, \(E\) est au plus dénombrable lorsque ses éléments peuvent être listés (éventuellement avec répétitions) sous la forme \(E = \{x_i \mid i \in I\}\) pour une partie \(I \subseteq \mathbb{N}\) — une liste finie ou infinie indexée par des entiers. C'est cette taille « fini ou dénombrable » que portent les ensembles d'indices de toute suite et de tout système manipulés dans ce chapitre (un événement isolé peut, lui, être plus grand, par exemple dans un univers non dénombrable).
Exemple — L'ensemble \(\mathbb{N}^*\)
L'application \(\mathbb{N} \to \mathbb{N}^*\), \(n \mapsto n + 1\), est une bijection : elle est injective, et tout entier strictement positif \(m\) est l'image de \(m - 1\). Donc \(\mathbb{N}^*\) est dénombrable. On remarque que \(\mathbb{N}^*\) est une partie stricte de \(\mathbb{N}\), et possède pourtant « autant » d'éléments — phénomène impossible pour les ensembles finis, et caractéristique des ensembles infinis.
Exemple — Les entiers naturels pairs
Soit \(2\mathbb{N} = \{0, 2, 4, 6, \dots\}\) l'ensemble des entiers naturels pairs. L'application \(\mathbb{N} \to 2\mathbb{N}\), \(n \mapsto 2n\), est une bijection, donc \(2\mathbb{N}\) est dénombrable — donc en particulier au plus dénombrable. L'énumération est \(x_n = 2n\). Un ensemble fini comme \(\llbracket 1, 6 \rrbracket\) est au plus dénombrable mais non dénombrable, car il n'est pas infini : c'est exactement l'écart entre les deux mots.
Compétences à pratiquer
  • Reconnaître les ensembles au plus dénombrables
I.2 Les deux faits de stabilité
Deux faits nous suffisent : les parties de \(\mathbb{N}\) sont au plus dénombrables, et le produit cartésien de deux ensembles dénombrables est encore dénombrable. Il en découle la dénombrabilité de \(\mathbb{Z}\) et de \(\mathbb{Z}^2\) — les plus grands ensembles dénombrables que ce chapitre rencontre. En pratique, les événements de ce chapitre sont indexés par \(\mathbb{N}\) ou une de ses parties ; \(\mathbb{Z}\) et \(\mathbb{Z}^2\) apparaissent comme des univers dénombrables. Leurs démonstrations relèvent de la théorie dédiée et sont admises ici.
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Proposition — Parties de \(\mathbb{N}\)
Toute partie de \(\mathbb{N}\) est au plus dénombrable. Plus généralement, toute partie d'un ensemble au plus dénombrable est au plus dénombrable.

Admis. Une partie \(A\) de \(\mathbb{N}\) est soit finie, soit, si elle est infinie, énumérable par ordre croissant \(a_0 < a_1 < a_2 < \cdots\), une énumération de \(A\) ; dans les deux cas \(A\) est au plus dénombrable. L'énoncé général s'y ramène par une bijection de l'ensemble au plus dénombrable avec une partie de \(\mathbb{N}\). La construction détaillée n'est pas poursuivie à ce niveau.

Proposition — Produit de deux ensembles dénombrables
Si \(E\) et \(F\) sont dénombrables, alors le produit cartésien \(E \times F\) est dénombrable. En particulier, une fois \(\mathbb{Z}\) connu dénombrable (exemple ci-dessous), le produit \(\mathbb{Z}^2 = \mathbb{Z} \times \mathbb{Z}\) est dénombrable.

Admis. Il repose sur le fait que \(\mathbb{N} \times \mathbb{N}\) est dénombrable — ses couples s'énumèrent diagonale par diagonale — après quoi deux bijections \(\mathbb{N} \to E\) et \(\mathbb{N} \to F\) transportent l'énumération à \(E \times F\). La construction détaillée n'est pas poursuivie à ce niveau.

Exemple — \(\mathbb{Z}\) est dénombrable
Montrer que \(\mathbb{Z}\) est dénombrable.

On énumère les entiers en alternant le signe : \(0, -1, 1, -2, 2, -3, 3, \dots\). Formellement, on définit \(\varphi : \mathbb{N} \to \mathbb{Z}\) par $$ \varphi(n) = \begin{cases} \ \dfrac{n}{2} & \text{si } n \text{ est pair},\\ -\dfrac{n+1}{2} & \text{si } n \text{ est impair}. \end{cases} $$ Les indices pairs \(0, 2, 4, \dots\) sont envoyés sur \(0, 1, 2, \dots\) et les indices impairs \(1, 3, 5, \dots\) sur \(-1, -2, -3, \dots\), donc tout entier est atteint exactement une fois : \(\varphi\) est une bijection. Donc \(\mathbb{Z}\) est dénombrable.
Illustration

Exemple — Le plan \(\mathbb{Z}^2\)
Puisque \(\mathbb{Z}\) est dénombrable, la proposition sur le produit appliquée à \(E = F = \mathbb{Z}\) montre que \(\mathbb{Z}^2 = \mathbb{Z} \times \mathbb{Z}\) est dénombrable. C'est le plus grand ensemble d'indices dont ce chapitre a besoin : une suite d'événements \((A_n)_{n \in \mathbb{N}}\) est indexée par \(\mathbb{N}\), et une suite double par \(\mathbb{N}^2\), tous deux au plus dénombrables. La dénombrabilité requise est celle de ces ensembles d'indices — les suites et systèmes sur lesquels on somme — et non celle de l'univers \(\Omega\) lui-même, lequel (comme pour une suite infinie de lancers, rencontrée plus loin) n'a pas à être explicité ni à être au plus dénombrable.
Compétences à pratiquer
  • Utiliser les faits de stabilité
II Tribus et espaces probabilisés
Cette section met en place le cadre. Elle définit la famille des événements — la tribu — et la fonction qui les pondère — la probabilité — avec son unique axiome véritablement nouveau par rapport à la théorie sur un univers fini, la \(\sigma\)-additivité.
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II.1 Tribu et espace probabilisable
Sur un univers général, les événements sont pris dans une famille \(\mathcal{A}\) de parties de \(\Omega\) stable par les opérations nécessaires — complémentaire et réunion dénombrable. Cette famille est la tribu. Pourquoi on ne prend pas toujours toute partie relève de la théorie de la mesure et n'est pas étudié ici ; on rappelle le vocabulaire des événements de Probabilités sur un univers fini et on construit directement dessus. La figure ci-dessous illustre les opérations qu'une tribu doit respecter : la région grisée est la réunion \(A \cup B\), la lentille est l'intersection \(A \cap B\), et le complémentaire \(\overline{A}\) est tout ce qui se trouve hors du cercle \(A\) (l'étiquette est placée dans la partie de \(\overline{A}\) extérieure aux deux cercles).
Illustration
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Définition — Tribu (\(\sigma\)-algèbre)
Soit \(\Omega\) un ensemble non vide. Une tribu (ou \(\sigma\)-algèbre) sur \(\Omega\) est une famille \(\mathcal{A}\) de parties de \(\Omega\) telle que :
  • \(\Omega \in \mathcal{A}\) ;
  • pour tout \(A \in \mathcal{A}\), le complémentaire \(\overline{A}\) appartient à \(\mathcal{A}\) (stabilité par complémentaire) ;
  • pour toute suite \((A_n)_{n \in \mathbb{N}}\) d'éléments de \(\mathcal{A}\), la réunion \(\bigcup_{n \in \mathbb{N}} A_n\) appartient à \(\mathcal{A}\) (stabilité par réunion dénombrable).
Le couple \((\Omega, \mathcal{A})\) est alors appelé espace probabilisable, et tout élément de \(\mathcal{A}\) est appelé un événement.
Événements-limites et quantificateurs
La stabilité par réunion et intersection dénombrables permet de construire des événements-limites à partir d'une suite \((A_n)_{n \in \mathbb{N}}\). Les deux plus simples se lisent directement avec un quantificateur : $$ \omega \in \bigcup_{n \in \mathbb{N}} A_n \iff \exists\, n \in \mathbb{N},\ \omega \in A_n, \qquad \omega \in \bigcap_{n \in \mathbb{N}} A_n \iff \forall\, n \in \mathbb{N},\ \omega \in A_n. $$ Ainsi \(\bigcup_n A_n\) est l'événement « au moins un \(A_n\) se réalise » et \(\bigcap_n A_n\) « tous les \(A_n\) se réalisent ». En les combinant on construit des événements-limites plus riches, par exemple « une infinité de \(A_n\) se réalisent » \(= \bigcap_{N \in \mathbb{N}} \bigcup_{n \ge N} A_n\). Chacun est un événement : une tribu est stable par réunion dénombrable par définition, et par intersection dénombrable d'après les propriétés de stabilité établies dans la proposition suivante.
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Exemple — Les deux tribus extrêmes
Sur tout ensemble non vide \(\Omega\), deux familles sont des tribus. La tribu grossière \(\{\varnothing, \Omega\}\) est la plus petite possible : elle ne contient que l'événement impossible et l'événement certain. La tribu discrète \(\mathcal{P}(\Omega)\), l'ensemble de toutes les parties de \(\Omega\), est la plus grande possible. Toute tribu sur \(\Omega\) se situe entre ces deux-là.
Exemple — La tribu engendrée par un événement
Fixons une partie \(A\) de \(\Omega\) distincte de \(\varnothing\) et de \(\Omega\). La famille \(\{\varnothing, A, \overline{A}, \Omega\}\) est une tribu : elle contient \(\Omega\) ; elle est stable par complémentaire, car le complémentaire de chacun de \(\varnothing, A, \overline{A}, \Omega\) figure de nouveau dans la liste ; et toute réunion — dénombrable ou non — de membres de cette famille est une réunion prise parmi quatre ensembles seulement, donc à nouveau l'un des quatre (elle vaut \(\varnothing\), \(A\), \(\overline{A}\) ou \(\Omega\)), donc un membre. C'est la plus petite tribu contenant le seul événement \(A\).
Proposition — Propriétés de stabilité d'une tribu
Soit \(\mathcal{A}\) une tribu sur \(\Omega\). Alors \(\varnothing \in \mathcal{A}\), et \(\mathcal{A}\) est stable par intersection dénombrable et par réunion finie, intersection finie et différence.

  • Ensemble vide. \(\Omega \in \mathcal{A}\), donc \(\varnothing = \overline{\Omega} \in \mathcal{A}\) par stabilité par complémentaire.
  • Intersection dénombrable. Soit \((A_n)\) une suite de \(\mathcal{A}\). Par la loi de De Morgan, \(\bigcap_n A_n = \overline{\bigcup_n \overline{A_n}}\). Chaque \(\overline{A_n}\) est dans \(\mathcal{A}\), donc leur réunion aussi, donc le complémentaire de cette réunion aussi. Ainsi \(\bigcap_n A_n \in \mathcal{A}\).
  • Opérations finies. Une réunion finie \(A_0 \cup \dots \cup A_p\) est la réunion dénombrable de la suite \(A_0, \dots, A_p, A_p, A_p, \dots\) (complétée par \(A_p\)), donc dans \(\mathcal{A}\) ; de même pour une intersection finie. Enfin \(A \setminus B = A \cap \overline{B}\) est une intersection finie de membres de \(\mathcal{A}\), donc dans \(\mathcal{A}\).

Une note sur le rôle de la tribu
La tribu est le cadre rigoureux dans lequel vivent les événements — et c'est tout ce qu'on lui demande ici : la notion de tribu n'appelle aucun développement au-delà de sa définition. On définit la tribu, on en donne les exemples naturels, on enregistre ses propriétés de stabilité, et on l'utilise comme une toile de fond silencieuse. On n'a jamais à construire une tribu exotique dans ce cours. Dans un modèle discret — l'univers au plus dénombrable — la tribu est prise égale à l'ensemble des parties \(\mathcal{P}(\Omega)\) tout entier, de sorte que toute partie est un événement ; cela couvre les modèles pondérés explicites de la sous-section suivante. Quelques expériences réclament en revanche un univers non dénombrable (une suite infinie de lancers a pour univers \(\{P, F\}^{\mathbb{N}^*}\), rencontrée plus loin) : l'univers n'y est alors pas explicité et l'on admet l'existence d'une tribu et d'une probabilité convenables, les seuls faits utilisés étant les valeurs de \(P\) sur les événements que l'on écrit.
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Compétences à pratiquer
  • Exprimer des événements et vérifier les axiomes de tribu
II.2 Probabilité et espace probabilisé
Une probabilité pondère chaque événement par un nombre de \([0, 1]\). L'axiome nouveau, par rapport à la théorie sur un univers fini, est la \(\sigma\)-additivité : l'additivité pour une famille disjointe dénombrable d'événements. C'est la propriété qui permet à une probabilité de survivre à un passage à la limite, et tout le chapitre repose dessus.
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Définition — Probabilité et espace probabilisé
Soit \((\Omega, \mathcal{A})\) un espace probabilisable. Une probabilité sur \((\Omega, \mathcal{A})\) est une application \(P : \mathcal{A} \to [0, 1]\) telle que :
  • \(P(\Omega) = 1\) ;
  • pour toute suite \((A_n)_{n \in \mathbb{N}}\) d'événements deux à deux incompatibles, la série \(\sum_n P(A_n)\) converge et $$ P\!\left( \bigsqcup_{n \in \mathbb{N}} A_n \right) = \sum_{n = 0}^{+\infty} P(A_n) \qquad \text{(\(\sigma\)-additivité)}. $$
Le triplet \((\Omega, \mathcal{A}, P)\) est alors appelé espace probabilisé.
Sur l'existence d'une probabilité
Lorsque l'univers n'est pas discret, l'existence d'une probabilité sur une tribu convenable est admise, jamais construite : la construction d'espaces probabilisés dépasse ce niveau. En pratique on travaille avec un modèle discret — \(\Omega\) au plus dénombrable, tribu \(\mathcal{P}(\Omega)\) — où les deux sens liant une probabilité à ses poids élémentaires \(p_\omega = P(\{\omega\})\) sont tous deux admis. D'abord, tout choix de poids positifs \((p_\omega)_{\omega \in \Omega}\) de somme totale convergente \(\sum_{\omega \in \Omega} p_\omega = 1\) définit une probabilité par \(P(A) = \sum_{\omega \in A} p_\omega\) pour tout \(A \subseteq \Omega\). Réciproquement, toute probabilité \(P\) sur \((\Omega, \mathcal{P}(\Omega))\) se retrouve à partir de ses propres poids : la réunion disjointe au plus dénombrable \(A = \bigsqcup_{\omega \in A} \{\omega\}\) jointe à la \(\sigma\)-additivité donne \(P(A) = \sum_{\omega \in A} P(\{\omega\})\). C'est la seule construction utilisée ici, et elle ne demande rien de plus qu'une série convergente.
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Exemple — La probabilité sur un univers fini
La probabilité de Probabilités sur un univers fini est le cas particulier \(\mathcal{A} = \mathcal{P}(\Omega)\) avec \(\Omega\) fini. Là, la \(\sigma\)-additivité se réduit à l'additivité finie : une suite disjointe \((A_n)\) de parties d'un \(\Omega\) fini est égale à \(\varnothing\) à partir d'un certain rang, donc la série \(\sum_n P(A_n)\) n'a qu'un nombre fini de termes non nuls. La présente définition prolonge donc la théorie finie, elle ne la remplace pas.
Méthode — Utiliser la \(\sigma\)-additivité
Pour calculer \(P\) d'un événement, écrire cet événement comme une réunion disjointe dénombrable \(\bigsqcup_n A_n\) d'événements plus simples et appliquer $$ P\!\left( \bigsqcup_n A_n \right) = \sum_{n = 0}^{+\infty} P(A_n). $$ La technique établit l'égalité, et non la seule convergence de la série. La réunion disjointe finie familière — l'additivité finie — est le cas particulier où la famille est égale à \(\varnothing\) à partir d'un certain rang ; elle est démontrée formellement parmi les propriétés élémentaires de la section suivante.
Compétences à pratiquer
  • Appliquer la \(\sigma\)-additivité
III Propriétés et théorèmes limites
Le cadre étant fixé, cette section récolte les conséquences des axiomes : les identités élémentaires (qui prolongent celles de l'univers fini), le théorème de continuité monotone et la sous-additivité (véritablement nouveaux), et le langage des événements négligeables et des systèmes complets.
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III.1 Propriétés élémentaires d'une probabilité
Les identités de Probabilités sur un univers fini survivent inchangées dans le nouveau cadre. On les rétablit dans le cadre \((\Omega, \mathcal{A}, P)\), en les déduisant de la \(\sigma\)-additivité plutôt que de l'additivité finie — elle-même récupérée au passage.
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Proposition — Propriétés élémentaires
Soit \((\Omega, \mathcal{A}, P)\) un espace probabilisé et \(A, B\) deux événements. Alors :
  • \(P(\varnothing) = 0\) ;
  • additivité finie : \(P(A_1 \sqcup \dots \sqcup A_n) = P(A_1) + \dots + P(A_n)\) pour une famille finie deux à deux incompatible ;
  • \(P(\overline{A}) = 1 - P(A)\) ;
  • croissance : si \(A \subset B\) alors \(P(A) \le P(B)\) ;
  • \(P(A \cup B) = P(A) + P(B) - P(A \cap B)\).

  • Ensemble vide. La suite constante \(A_n = \varnothing\) est deux à deux incompatible et \(\bigsqcup_n A_n = \varnothing\), donc la \(\sigma\)-additivité donne \(P(\varnothing) = \sum_{n = 0}^{+\infty} P(\varnothing)\). Une série convergente de terme constant a un terme nul, donc \(P(\varnothing) = 0\).
  • Additivité finie. Étant donné une famille finie incompatible \(A_1, \dots, A_n\), on la complète par \(\varnothing\) en la suite \(A_1, \dots, A_n, \varnothing, \varnothing, \dots\), encore deux à deux incompatible et de même réunion. Par \(\sigma\)-additivité et \(P(\varnothing) = 0\), \(P(A_1 \sqcup \dots \sqcup A_n) = P(A_1) + \dots + P(A_n)\).
  • Complémentaire. \(\Omega = A \sqcup \overline{A}\), donc l'additivité finie donne \(1 = P(\Omega) = P(A) + P(\overline{A})\), d'où \(P(\overline{A}) = 1 - P(A)\).
  • Croissance. Si \(A \subset B\), alors \(B = A \sqcup (B \setminus A)\), donc \(P(B) = P(A) + P(B \setminus A) \ge P(A)\), puisque \(P(B \setminus A) \ge 0\).
  • Réunion. On décompose \(A \cup B = (A \setminus B) \sqcup (A \cap B) \sqcup (B \setminus A)\) en trois événements deux à deux incompatibles. L'additivité finie donne $$ \begin{aligned} P(A \cup B) &= P(A \setminus B) + P(A \cap B) + P(B \setminus A) && \text{(additivité finie)}\\ &= \bigl[ P(A) - P(A \cap B) \bigr] + P(A \cap B) + \bigl[ P(B) - P(A \cap B) \bigr] && \text{(\(A = (A \setminus B) \sqcup (A \cap B)\), idem \(B\))}\\ &= P(A) + P(B) - P(A \cap B). \end{aligned} $$

Exemple — Lire une réunion et une co-intersection
Supposons \(P(A) = 0{,}5\), \(P(B) = 0{,}4\) et \(P(A \cap B) = 0{,}2\). La formule de la réunion donne \(P(A \cup B) = 0{,}5 + 0{,}4 - 0{,}2 = 0{,}7\). L'événement « ni \(A\) ni \(B\) » est \(\overline{A} \cap \overline{B} = \overline{A \cup B}\), donc \(P(\overline{A} \cap \overline{B}) = 1 - P(A \cup B) = 0{,}3\).
Compétences à pratiquer
  • Calculer avec les propriétés d'une probabilité
III.2 Continuité monotone et sous-additivité
Voici le nouvel outil phare. Une probabilité est continue le long d'une suite monotone d'événements : la probabilité d'un événement-limite est la limite des probabilités. La sous-additivité majore ensuite la probabilité de toute réunion dénombrable, monotone ou non.
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Proposition — Continuité monotone
Soit \((\Omega, \mathcal{A}, P)\) un espace probabilisé et \((A_n)_{n \in \mathbb{N}}\) une suite d'événements.
  • Si \((A_n)\) est croissante (\(A_n \subset A_{n+1}\) pour tout \(n\)), alors \(P\!\left( \bigcup_{n} A_n \right) = \lim_{n \to +\infty} P(A_n)\).
  • Si \((A_n)\) est décroissante (\(A_{n+1} \subset A_n\) pour tout \(n\)), alors \(P\!\left( \bigcap_{n} A_n \right) = \lim_{n \to +\infty} P(A_n)\).

  • Cas croissant. Par croissance, \((P(A_n))_n\) est croissante et majorée par \(1\), donc convergente — la limite de l'énoncé est bien définie. On rend la suite disjointe : on pose \(B_0 = A_0\) et \(B_n = A_n \setminus A_{n-1}\) pour \(n \ge 1\). Les \(B_n\) sont deux à deux incompatibles, \(A_n = B_0 \sqcup \dots \sqcup B_n\), et \(\bigcup_n A_n = \bigsqcup_n B_n\). La figure montre les \(B_n\) comme les « anneaux » successifs. Par \(\sigma\)-additivité et additivité finie, $$ P\!\left( \bigcup_n A_n \right) = \sum_{n = 0}^{+\infty} P(B_n) = \lim_{n \to +\infty} \sum_{k = 0}^{n} P(B_k) = \lim_{n \to +\infty} P(A_n), $$ la dernière égalité par l'additivité finie \(\sum_{k = 0}^{n} P(B_k) = P(A_n)\).
  • Cas décroissant. Si \((A_n)\) est décroissante, alors \((\overline{A_n})\) est croissante. Posons \(C = \bigcap_n A_n\) ; par De Morgan, \(\overline{C} = \bigcup_n \overline{A_n}\). Alors $$ \begin{aligned} 1 - P(C) &= P(\overline{C}) && \text{(complémentaire)}\\ &= P\!\left( \bigcup_n \overline{A_n} \right) && \text{(De Morgan)}\\ &= \lim_{n \to +\infty} P(\overline{A_n}) && \text{(cas croissant appliqué à \((\overline{A_n})\))}\\ &= \lim_{n \to +\infty} \bigl( 1 - P(A_n) \bigr) && \text{(complémentaire)}, \end{aligned} $$ d'où \(P\!\left( \bigcap_n A_n \right) = P(C) = \lim_{n \to +\infty} P(A_n)\).
Illustration

Proposition — Continuité pour une suite quelconque
Soit \((A_n)_{n \in \mathbb{N}}\) une suite quelconque d'événements — non supposée monotone. Alors $$ \lim_{p \to +\infty} P\!\left( \bigcup_{n = 0}^{p} A_n \right) = P\!\left( \bigcup_{n \in \mathbb{N}} A_n \right) \qquad \text{et} \qquad \lim_{p \to +\infty} P\!\left( \bigcap_{n = 0}^{p} A_n \right) = P\!\left( \bigcap_{n \in \mathbb{N}} A_n \right). $$

La suite \(U_p = \bigcup_{n = 0}^{p} A_n\) est croissante et \(\bigcup_p U_p = \bigcup_{n \in \mathbb{N}} A_n\) ; la continuité monotone appliquée à \((U_p)\) donne la première identité. De même la suite \(V_p = \bigcap_{n = 0}^{p} A_n\) est décroissante et \(\bigcap_p V_p = \bigcap_{n \in \mathbb{N}} A_n\) ; la continuité monotone appliquée à \((V_p)\) donne la seconde.

Proposition — Sous-additivité
Soit \((\Omega, \mathcal{A}, P)\) un espace probabilisé.
  • Cas fini : pour des événements \(A_0, \dots, A_n\), \(\ P\!\left( \bigcup_{k = 0}^{n} A_k \right) \le \sum_{k = 0}^{n} P(A_k)\).
  • Cas dénombrable (inégalité de Boole) : pour une suite \((A_n)\), \(\ P\!\left( \bigcup_{n \in \mathbb{N}} A_n \right) \le \sum_{n = 0}^{+\infty} P(A_n)\), le membre de droite étant une série à termes positifs, de valeur dans \([0, +\infty]\).

  • Cas fini. Par récurrence sur \(n\). Pour \(n = 0\) c'est une égalité. Supposons la majoration au rang \(n\) ; en écrivant \(\bigcup_{k = 0}^{n+1} A_k = \left( \bigcup_{k = 0}^{n} A_k \right) \cup A_{n+1}\) et en utilisant \(P(X \cup Y) \le P(X) + P(Y)\) (issu de la formule de la réunion, puisque \(P(X \cap Y) \ge 0\)), $$ P\!\left( \bigcup_{k = 0}^{n+1} A_k \right) \le P\!\left( \bigcup_{k = 0}^{n} A_k \right) + P(A_{n+1}) \le \sum_{k = 0}^{n} P(A_k) + P(A_{n+1}) = \sum_{k = 0}^{n+1} P(A_k). $$
  • Cas dénombrable. Si \(\sum_n P(A_n) = +\infty\) l'inégalité est triviale. Sinon, pour tout \(p\) le cas fini donne \(P\!\left( \bigcup_{n = 0}^{p} A_n \right) \le \sum_{n = 0}^{p} P(A_n) \le \sum_{n = 0}^{+\infty} P(A_n)\). En faisant \(p \to +\infty\), le membre de gauche tend vers \(P\!\left( \bigcup_n A_n \right)\) par la continuité pour une suite quelconque, donc \(P\!\left( \bigcup_n A_n \right) \le \sum_{n = 0}^{+\infty} P(A_n)\).

Méthode — Calculer la probabilité d'un événement-limite
Pour calculer la probabilité d'un événement construit comme une limite :
  • le reconnaître comme \(\bigcup_n A_n\) ou \(\bigcap_n A_n\) d'une suite monotone, calculer \(P(A_n)\), et passer à la limite par continuité monotone ;
  • si la suite n'est pas monotone, la remplacer par la suite croissante \(\bigl( \bigcup_{n = 0}^{p} A_n \bigr)_p\) ou la suite décroissante \(\bigl( \bigcap_{n = 0}^{p} A_n \bigr)_p\) ;
  • pour majorer (plutôt que calculer) la probabilité d'une réunion dénombrable, utiliser la sous-additivité.
Compétences à pratiquer
  • Appliquer la continuité monotone
III.3 Événements négligeables et systèmes complets
Deux éléments de vocabulaire terminent la section : les événements de probabilité \(0\) ou \(1\), et les familles dénombrables qui partitionnent \(\Omega\) — exactement, ou à un ensemble négligeable près.
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Définition — Événement négligeable et presque sûr
Soit \((\Omega, \mathcal{A}, P)\) un espace probabilisé et \(A\) un événement. L'événement \(A\) est négligeable (ou quasi-impossible) si \(P(A) = 0\), et presque sûr (ou quasi-certain) si \(P(A) = 1\).
Proposition — Stabilité des événements négligeables et presque sûrs
Une réunion au plus dénombrable d'événements négligeables est négligeable. Une intersection au plus dénombrable d'événements presque sûrs est presque sûre.

  • Négligeable. Soit \((A_i)_{i \in I}\) une famille au plus dénombrable d'événements négligeables. Si \(I = \varnothing\), la réunion \(\bigcup_{i \in I} A_i = \varnothing\) est négligeable. Sinon, on énumère \(I\) en une suite (un \(I\) fini est complété par \(\varnothing\), ce qui ne change aucune somme puisque \(P(\varnothing) = 0\)) ; par sous-additivité, \(0 \le P\!\left( \bigcup_{i \in I} A_i \right) \le \sum_{i \in I} P(A_i) = 0\), donc la réunion est négligeable.
  • Presque sûr. Soit \((A_i)_{i \in I}\) presque sûrs, donc chaque \(\overline{A_i}\) est négligeable. Si \(I = \varnothing\), l'intersection \(\bigcap_{i \in I} A_i = \Omega\) est presque sûre. Sinon, \(\overline{\bigcap_{i \in I} A_i} = \bigcup_{i \in I} \overline{A_i}\) est négligeable par le premier point, d'où \(P\!\left( \bigcap_{i \in I} A_i \right) = 1 - P\!\left( \bigcup_{i \in I} \overline{A_i} \right) = 1\).

Exemple — Toujours pile
On admet un espace probabilisé modélisant une suite infinie de lancers équilibrés sur lequel, comme partie du modèle admis, \(P\!\left( \bigcap_{k = 1}^{n} H_k \right) = 2^{-n}\) pour tout \(n \ge 1\), où \(H_k\) est l'événement « pile au lancer \(k\) ». La suite \(\left( \bigcap_{k = 1}^{n} H_k \right)_n\) est décroissante d'intersection \(\bigcap_{k \ge 1} H_k\) = « toujours pile ». La continuité décroissante donne $$ P\!\left( \bigcap_{k \ge 1} H_k \right) = \lim_{n \to +\infty} P\!\left( \bigcap_{k = 1}^{n} H_k \right) = \lim_{n \to +\infty} 2^{-n} = 0. $$ Bien qu'il ne soit pas impossible, « toujours pile » est négligeable.
Exemple — Un événement presque sûr
Sur le même modèle admis de lancers équilibrés infinis, considérons l'événement contraire « au moins un pile », complémentaire de « toujours face ». L'événement « toujours face » \(\bigcap_{k \ge 1} T_k\) (avec \(T_k\) = « face au lancer \(k\) ») est négligeable : par la symétrie du modèle admis, \(P\!\left( \bigcap_{k = 1}^{n} T_k \right) = 2^{-n}\) comme pour pile, donc le même calcul de continuité décroissante que l'exemple précédent s'applique. Donc « au moins un pile » \(= \overline{\bigcap_{k \ge 1} T_k}\) a pour probabilité \(1 - 0 = 1\) : il est presque sûr, bien que la suite de faces qui le mettrait en défaut ne soit pas impossible.
Définition — Systèmes complets et quasi-complets d'événements
Soit \((\Omega, \mathcal{A}, P)\) un espace probabilisé et \((A_i)_{i \in I}\) une famille au plus dénombrable d'événements deux à deux incompatibles — l'ensemble d'indices \(I\) étant fini ou dénombrable, de sorte que, quitte à le réindexer, on peut le prendre fini égal à \(\llbracket 0, p \rrbracket\) ou égal à \(\mathbb{N}\) tout entier. La famille est un système complet d'événements si \(\bigsqcup_{i \in I} A_i = \Omega\), et un système quasi-complet d'événements si \(P\!\left( \bigsqcup_{i \in I} A_i \right) = 1\).
Exemple — Deux systèmes complets
Pour tout événement \(A\), le couple \((A, \overline{A})\) est un système complet d'événements : les deux événements sont incompatibles et \(A \sqcup \overline{A} = \Omega\). Lorsque la tribu est \(\mathcal{P}(\Omega)\) tout entière avec \(\Omega\) au plus dénombrable — de sorte que tout singleton est un événement — la famille \((\{\omega\})_{\omega \in \Omega}\) est un système complet, puisque les singletons sont deux à deux incompatibles et que leur réunion est \(\Omega\).
Proposition — Masse totale d'un système complet
Soit \((A_i)_{i \in I}\) un système complet d'événements au plus dénombrable (\(I\) fini ou dénombrable). Alors la série \(\sum_{i \in I} P(A_i)\) converge et \(\sum_{i \in I} P(A_i) = 1\) (une somme finie lorsque \(I\) est fini). L'identité reste vraie pour un système quasi-complet.

Comme \(I\) est fini ou dénombrable, on énumère le système en une suite \((A_n)_{n \in \mathbb{N}}\) (un système fini est complété par des événements vides \(A_n = \varnothing\), ce qui n'ajoute que des termes nuls puisque \(P(\varnothing) = 0\)). Les événements sont deux à deux incompatibles, donc la \(\sigma\)-additivité s'applique à la suite : $$ \sum_{n = 0}^{+\infty} P(A_n) = P\!\left( \bigsqcup_{n \in \mathbb{N}} A_n \right) = P\!\left( \bigsqcup_{i \in I} A_i \right) = 1, $$ la dernière égalité car le système est complet (\(\bigsqcup_{i \in I} A_i = \Omega\)) ou quasi-complet (\(P\!\left( \bigsqcup_{i \in I} A_i \right) = 1\)). En particulier la série converge, de somme \(1\).

Les événements négligeables, les événements presque sûrs et les systèmes quasi-complets sont introduits ici pour servir dans les formules qui suivent — on ne leur demande rien de plus. Ce sont exactement les outils nécessaires pour énoncer la formule des probabilités totales avec un système complet qui ne recouvre \(\Omega\) qu'à un ensemble négligeable près.
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Compétences à pratiquer
  • Événements négligeables et systèmes complets
IV Probabilité conditionnelle et indépendance
Cette section étend au nouveau cadre la boîte à outils du conditionnement de Probabilités sur un univers fini : probabilité conditionnelle, les trois grandes formules, et indépendance. Les énoncés sur un univers fini sont rappelés ; seul le contenu véritablement nouveau — les versions dénombrables — est démontré.
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IV.1 Probabilité conditionnelle
Le conditionnement « déforme » l'univers par un événement observé. La définition rappelée de Probabilités sur un univers fini se transpose mot pour mot ; ce qui est véritablement nouveau, c'est qu'il faut vérifier que l'application conditionnée est une probabilité au sens de la \(\sigma\)-additivité.
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Définition — Probabilité conditionnelle
Soit \((\Omega, \mathcal{A}, P)\) un espace probabilisé et \(A\) un événement vérifiant \(P(A) > 0\). Pour tout événement \(B\), la probabilité conditionnelle de \(B\) sachant \(A\) est $$ P_A(B) = \frac{P(A \cap B)}{P(A)}, $$ notée aussi \(P(B \mid A)\).
Proposition — \(P_A\) est une probabilité
Soit \(A\) un événement vérifiant \(P(A) > 0\). L'application \(P_A : \mathcal{A} \to [0, 1]\) est une probabilité sur \((\Omega, \mathcal{A})\).

  • Valeurs et masse totale. Pour tout événement \(B\), \(A \cap B \subset A\), donc \(0 \le P(A \cap B) \le P(A)\) par croissance, d'où \(P_A(B) \in [0, 1]\). De plus \(P_A(\Omega) = P(A \cap \Omega) / P(A) = P(A) / P(A) = 1\).
  • \(\sigma\)-additivité. Soit \((B_n)\) une suite d'événements deux à deux incompatibles. Les événements \(A \cap B_n\) sont deux à deux incompatibles et \(A \cap \bigsqcup_n B_n = \bigsqcup_n (A \cap B_n)\), donc la \(\sigma\)-additivité de \(P\) donne $$ P_A\!\left( \bigsqcup_n B_n \right) = \frac{P\!\left( \bigsqcup_n (A \cap B_n) \right)}{P(A)} = \frac{1}{P(A)} \sum_{n = 0}^{+\infty} P(A \cap B_n) = \sum_{n = 0}^{+\infty} P_A(B_n). $$
Ainsi \(P_A\) vérifie les deux axiomes et est une probabilité.

Exemple — Conditionner un dé équilibré
On lance un dé équilibré, \(\Omega = \llbracket 1, 6 \rrbracket\) (les entiers de \(1\) à \(6\)) muni de la probabilité uniforme. Soit \(A\) l'événement « le résultat est impair », donc \(A = \{1, 3, 5\}\) et \(P(A) = 1/2\). Pour l'événement \(\{3\}\), on a \(P(\{3\} \cap A) = P(\{3\}) = 1/6\), d'où $$ P(\{3\} \mid A) = \frac{P(\{3\} \cap A)}{P(A)} = \frac{1/6}{1/2} = \frac{1}{3}. $$ Savoir que le résultat est impair fait passer la chance de \(3\) de \(1/6\) à \(1/3\).
Exemple — Tirage sans remise
Une urne contient \(3\) boules rouges et \(2\) blanches ; on tire deux boules l'une après l'autre, sans remise. Soit \(R_1\) l'événement « la première boule est rouge » et \(R_2\) l'événement « la seconde boule est rouge ». Avant tout tirage, \(P(R_1) = 3/5\). Une fois \(R_1\) connu, il ne reste que \(2\) boules rouges parmi les \(4\) encore dans l'urne, donc \(P(R_2 \mid R_1) = 2/4 = 1/2\). Conditionner par \(R_1\) décrit ici la sous-expérience « second tirage, étant donné l'urne laissée par un premier tirage rouge » — une facette du conditionnement différente du dé en une seule étape ci-dessus.
Méthode — Lire \(P(B \mid A)\) face à \(P(A \cap B)\)
Deux pièges à éviter :
  • le symbole \(B \mid A\) n'est pas un événement — seul \(P(B \mid A)\), un nombre, a un sens ;
  • \(P(B \mid A)\) et \(P(A \cap B)\) sont des nombres distincts, liés par \(P(A \cap B) = P(A) \, P(B \mid A)\) (valable lorsque \(P(A) > 0\)).
La forme produit \(P(A \cap B) = P(A) \, P(B \mid A)\) est celle à retenir : c'est le germe de la formule des probabilités composées.
Compétences à pratiquer
  • Calculer des probabilités conditionnelles
IV.2 Les formules des probabilités composées, totales et de Bayes
Trois formules organisent tout calcul conditionnel : la formule des probabilités composées multiplie le long d'une chaîne de conditionnements, la formule des probabilités totales somme sur un système complet, et la formule de Bayes inverse un conditionnement. Chacune étend son homologue sur un univers fini à un système au plus dénombrable.
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Théorème — Formule des probabilités composées
Soit \((\Omega, \mathcal{A}, P)\) un espace probabilisé et \(A_1, \dots, A_n\) (\(n \ge 2\)) des événements vérifiant \(P(A_1 \cap \dots \cap A_{n-1}) > 0\) — ce qui, par croissance, rend tout \(P(A_1 \cap \dots \cap A_k)\) intermédiaire strictement positif, donc tout conditionnel ci-dessous bien défini. Alors $$ P(A_1 \cap \dots \cap A_n) = P(A_1) \, P(A_2 \mid A_1) \, P(A_3 \mid A_1 \cap A_2) \cdots P(A_n \mid A_1 \cap \dots \cap A_{n-1}). $$

Par récurrence sur \(n \ge 2\). Pour \(n = 2\), la définition de \(P(A_2 \mid A_1)\) donne \(P(A_1 \cap A_2) = P(A_1) \, P(A_2 \mid A_1)\). Supposons la formule au rang \(n\). Posons \(C = A_1 \cap \dots \cap A_n\) ; l'hypothèse du rang \(n+1\) est exactement \(P(C) = P(A_1 \cap \dots \cap A_n) > 0\), donc la forme produit appliquée à \(C\) et \(A_{n+1}\) donne \(P(C \cap A_{n+1}) = P(C) \, P(A_{n+1} \mid C)\). En substituant l'expression de \(P(C)\) au rang \(n\), on obtient la formule au rang \(n + 1\).

Théorème — Formule des probabilités totales
Soit \((A_i)_{i \in I}\) un système complet (ou quasi-complet) d'événements au plus dénombrable — l'ensemble d'indices \(I\) étant fini ou dénombrable (quitte à le réindexer par \(\mathbb{N}\)) — et \(B\) un événement quelconque. Alors la série \(\sum_{i \in I} P(B \cap A_i)\) converge et $$ P(B) = \sum_{i \in I} P(B \cap A_i). $$ Avec la convention \(P(B \mid A_i) \, P(A_i) = 0\) lorsque \(P(A_i) = 0\) (le conditionnel n'a alors pas à être défini), chaque terme vaut \(P(B \cap A_i) = P(B \mid A_i) \, P(A_i)\), ce qui donne la forme conditionnelle $$ P(B) = \sum_{i \in I} P(B \mid A_i) \, P(A_i). $$

Comme \(I\) est fini ou dénombrable, on énumère le système en une suite \((A_n)_{n \in \mathbb{N}}\) (un système fini est complété par des événements vides, n'ajoutant que des termes nuls puisque \(P(\varnothing) = 0\)).
  • Cas complet. Ici \(\bigsqcup_{n} A_n = \Omega\), donc \(B = B \cap \Omega = \bigsqcup_{n} (B \cap A_n)\), réunion disjointe dénombrable d'événements. Par \(\sigma\)-additivité, la série \(\sum_n P(B \cap A_n)\) converge et \(P(B) = \sum_{n} P(B \cap A_n)\).
  • Cas quasi-complet. Posons \(C = \bigsqcup_{n} A_n\), donc \(P(C) = 1\). Décomposons \(B = (B \cap C) \sqcup (B \setminus C)\). Or \(B \setminus C \subset \overline{C}\) et \(P(\overline{C}) = 0\), donc \(P(B \setminus C) = 0\) par croissance, d'où \(P(B) = P(B \cap C)\). Enfin \(B \cap C = \bigsqcup_{n} (B \cap A_n)\) ramène au cas complet : \(P(B) = P(B \cap C) = \sum_{n} P(B \cap A_n)\).
La figure illustre le mécanisme du cas complet : le système \((A_i)\) découpe \(\Omega\) en cellules, et \(B\) est la réunion disjointe des tranches \(B \cap A_i\). Enfin, lorsque \(P(A_i) > 0\) la forme produit donne \(P(B \cap A_i) = P(B \mid A_i) \, P(A_i)\) ; lorsque \(P(A_i) = 0\), la croissance donne aussi \(P(B \cap A_i) = 0\), conforme à la convention — ce qui est la lecture conditionnelle de la formule.
Illustration

Théorème — Formule de Bayes
Soit \((\Omega, \mathcal{A}, P)\) un espace probabilisé.
  • Pour deux événements \(A, B\) vérifiant \(P(A) > 0\) et \(P(B) > 0\), \(\ P(A \mid B) = \dfrac{P(A)}{P(B)} \, P(B \mid A)\).
  • Soit \((A_i)_{i \in I}\) un système complet (ou quasi-complet) d'événements au plus dénombrable et \(B\) un événement vérifiant \(P(B) > 0\). Alors, pour tout indice \(k \in I\), $$ P(A_k \mid B) = \frac{P(B \cap A_k)}{\sum_{i \in I} P(B \cap A_i)}, $$ le dénominateur valant \(P(B) > 0\) par la formule des probabilités totales. Lorsque \(P(A_k) = 0\) le numérateur est \(0\), donc la formule donne correctement \(P(A_k \mid B) = 0\) ; lorsque \(P(A_k) > 0\), le numérateur vaut \(P(B \mid A_k) \, P(A_k)\).

Pour la forme à deux événements, la définition donne \(P(A \mid B) = P(A \cap B) / P(B)\) et \(P(B \mid A) = P(A \cap B) / P(A)\) ; éliminer \(P(A \cap B) = P(A) \, P(B \mid A)\) donne \(P(A \mid B) = P(A) \, P(B \mid A) / P(B)\).
Pour la forme avec système, la définition de la probabilité conditionnelle donne \(P(A_k \mid B) = P(B \cap A_k) / P(B)\), puisque \(P(B) > 0\). La formule des probabilités totales réécrit le dénominateur en \(P(B) = \sum_{i \in I} P(B \cap A_i)\). Lorsque \(P(A_k) > 0\), la forme produit donne \(P(B \cap A_k) = P(B \mid A_k) \, P(A_k)\) pour le numérateur.

Méthode — Modéliser une expérience par étapes avec un arbre
Lorsqu'une expérience se déroule par étapes, dessiner un arbre : chaque branche issue d'un n\oe ud porte une probabilité conditionnelle — définie seulement lorsque l'événement du n\oe ud est de probabilité strictement positive. Les branches issues d'un n\oe ud partitionnent l'événement de ce n\oe ud — elles forment un système complet relativement à lui, pas nécessairement un système complet de \(\Omega\) — de sorte que les probabilités conditionnelles portées par ces branches ont pour somme \(1\) ; c'est ce qui rend la formule des probabilités totales applicable en ce n\oe ud.
  • la formule des probabilités composées multiplie les probabilités le long d'une branche, de la racine à une feuille ;
  • la formule des probabilités totales somme les probabilités des feuilles sur toutes les branches atteignant un événement donné ;
  • la formule de Bayes remonte l'arbre — d'une probabilité a priori \(P(A_k)\) et des vraisemblances \(P(B \mid A_k)\) vers la probabilité a posteriori \(P(A_k \mid B)\).
Illustration
Compétences à pratiquer
  • Probabilités composées, totales et Bayes
IV.3 Indépendance d'événements
L'indépendance signifie que — lorsque \(P(A) > 0\), de sorte que le conditionnement est défini — conditionner par \(A\) n'apporte aucune information sur \(B\). La définition elle-même est la règle produit \(P(A \cap B) = P(A) \, P(B)\), qui ne requiert aucune positivité, et elle s'étend à une famille quelconque d'événements.
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Définition — Indépendance d'événements
Soit \((\Omega, \mathcal{A}, P)\) un espace probabilisé. Deux événements \(A, B\) sont indépendants si \(P(A \cap B) = P(A) \, P(B)\). Une famille \((A_i)_{i \in I}\) d'événements est (mutuellement) indépendante si, pour toute partie finie non vide \(J \subset I\), $$ P\!\left( \bigcap_{j \in J} A_j \right) = \prod_{j \in J} P(A_j). $$
Proposition — Indépendance et conditionnement
Soient \(A, B\) des événements vérifiant \(P(A) > 0\). Alors \(A\) et \(B\) sont indépendants si et seulement si \(P(B \mid A) = P(B)\).

Comme \(P(A) > 0\), l'égalité \(P(B \mid A) = P(B)\) s'écrit \(P(A \cap B) / P(A) = P(B)\), c'est-à-dire \(P(A \cap B) = P(A) \, P(B)\) — exactement la définition de l'indépendance. Les deux énoncés sont donc équivalents.

Proposition — Indépendance et complémentaire
Si deux événements \(A, B\) sont indépendants, alors l'indépendance est préservée en complémentant l'un ou l'autre, ou les deux : \(A\) et \(\overline{B}\) sont indépendants, \(\overline{A}\) et \(B\) sont indépendants, et \(\overline{A}\) et \(\overline{B}\) sont indépendants.

Supposons \(A, B\) indépendants. Alors \(A = (A \cap B) \sqcup (A \cap \overline{B})\), donc $$ \begin{aligned} P(A \cap \overline{B}) &= P(A) - P(A \cap B) && \text{(additivité finie)}\\ &= P(A) - P(A) \, P(B) && \text{(indépendance de \(A, B\))}\\ &= P(A) \bigl( 1 - P(B) \bigr) = P(A) \, P(\overline{B}), \end{aligned} $$ donc \(A\) et \(\overline{B}\) sont indépendants. Le cas \(\overline{A}, B\) est symétrique, et appliquer deux fois le premier cas donne l'indépendance de \(\overline{A}\) et \(\overline{B}\).

Exemple — Deux à deux est plus faible que mutuelle
Sur \(\Omega = \{1, 2, 3, 4\}\) muni de la probabilité uniforme, prenons \(A = \{1, 2\}\), \(B = \{1, 3\}\), \(C = \{1, 4\}\). Chacun a pour probabilité \(1/2\), et chaque intersection deux à deux est le singleton \(\{1\}\) de probabilité \(1/4 = \tfrac12 \cdot \tfrac12\), donc \(A, B, C\) sont indépendants deux à deux. Pourtant \(A \cap B \cap C = \{1\}\) a pour probabilité \(1/4\), alors que \(P(A) \, P(B) \, P(C) = 1/8\). Donc \(A, B, C\) ne sont pas mutuellement indépendants : l'indépendance deux à deux n'implique pas l'indépendance mutuelle.
Méthode — « Mutuelle » \(\ne\) « deux à deux », indépendant \(\ne\) incompatible
Deux confusions récurrentes :
  • pour établir l'indépendance mutuelle d'une famille, vérifier la règle produit sur toute partie finie non vide, pas seulement sur les paires — l'indépendance deux à deux est strictement plus faible ;
  • indépendant et incompatible sont des notions distinctes — et en fait opposées : deux événements incompatibles \(A, B\) avec \(P(A) > 0\) et \(P(B) > 0\) vérifient \(P(A \cap B) = P(\varnothing) = 0 \ne P(A) \, P(B)\), donc ne sont jamais indépendants.
Compétences à pratiquer
  • Tester l'indépendance
V Pour aller plus loin — synthèse niveau concours
Compétences à pratiquer
  • Problèmes corrigés niveau concours