Épreuve d'enseignement de spécialité Métropole Sujet 1 - 16 juin 2026 Exercice 1 Partie B : Inégalité de Bienaymé-Tchebychev - Exercice 1

10 min
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Un navire assure la liaison entre deux ports de la Méditerranée. On note ZZ la variable aléatoire qui, à chaque famille effectuant la traversée, associe le montant total, en euro, qu'elle paie pour les suppléments (cabine, emplacement pour un véhicule) et les extras (repas, boissons, etc.), après une remise exceptionnelle de 40 %40\,\%.
On admet que E(Z)=120E\left(Z\right)=120 et V(Z)=1 728V\left(Z\right)=1\,728.
On note nn un entier naturel non nul et on choisit au hasard un échantillon de nn familles effectuant cette traversée et bénéficiant de cette réduction exceptionnelle. On admet que ce choix peut être assimilé à un tirage avec remise.
On désigne par Z1Z_{1} la variable aléatoire égale au prix total pour les suppléments et les extras payé par la première famille, Z2Z_{2} la variable aléatoire égale au prix total payé par la deuxième famille et ainsi de suite, ZnZ_{n} la variable aléatoire égale au prix total payé par la nn-ième famille.
On considère la variable aléatoire Mn=Z1+Z2+…+ZnnM_{n}=\dfrac{Z_{1}+Z_{2}+\ldots+Z_{n}}{n} donnant le prix total moyen pour les suppléments et les extras, payé par ces familles.
On admet que les variables Z1Z_{1}, Z2Z_{2}, …, ZnZ_{n} sont indépendantes et suivent la même loi de probabilité que la variable aléatoire ZZ.
Question 1

Montrer que l'espérance E(Mn)E\left(M_{n}\right) de la variable MnM_{n} est égale à 120120, et que sa variance V(Mn)V\left(M_{n}\right) est égale à 1 728n\dfrac{1\,728}{n}.

Correction
    Espeˊrance et variance d’une somme\red{\text{Espérance et variance d'une somme}}
  • Pour toutes variables aléatoires XX et YY et tout réel aa : E(X+Y)=E(X)+E(Y)E\left(X+Y\right)=E\left(X\right)+E\left(Y\right) et E(aX)=aE(X)E\left(aX\right)=aE\left(X\right).
  • V(aX)=a2V(X)V\left(aX\right)=a^{2}V\left(X\right).
  • Si XX et YY sont indépendantes : V(X+Y)=V(X)+V(Y)V\left(X+Y\right)=V\left(X\right)+V\left(Y\right).
  • Espeˊrance :\red{\text{Espérance :}}
    E(Mn)=1nE(Z1+Z2+…+Zn)E\left(M_{n}\right)=\dfrac{1}{n}E\left(Z_{1}+Z_{2}+\ldots+Z_{n}\right)
    E(Mn)=1n(E(Z1)+E(Z2)+…+E(Zn))E\left(M_{n}\right)=\dfrac{1}{n}\left(E\left(Z_{1}\right)+E\left(Z_{2}\right)+\ldots+E\left(Z_{n}\right)\right)
    E(Mn)=1n×n×120E\left(M_{n}\right)=\dfrac{1}{n}\times n\times 120
    Ainsi :
    E(Mn)=120E\left(M_{n}\right)=120
    Variance :\red{\text{Variance :}} les variables Z1Z_{1}, …, ZnZ_{n} sont indépendantes, donc :
    V(Mn)=(1n)2×V(Z1+Z2+…+Zn)V\left(M_{n}\right)=\left(\dfrac{1}{n}\right)^{2}\times V\left(Z_{1}+Z_{2}+\ldots+Z_{n}\right)
    V(Mn)=1n2(V(Z1)+V(Z2)+…+V(Zn))V\left(M_{n}\right)=\dfrac{1}{n^{2}}\left(V\left(Z_{1}\right)+V\left(Z_{2}\right)+\ldots+V\left(Z_{n}\right)\right)
    V(Mn)=1n2×n×1 728V\left(M_{n}\right)=\dfrac{1}{n^{2}}\times n\times 1\,728
    Ainsi :
    V(Mn)=1 728nV\left(M_{n}\right)=\dfrac{1\,728}{n}
    Question 2

    Déterminer le plus petit entier nn pour lequel l'inégalité de Bienaymé-Tchebychev permet d'affirmer que P(114<Mn<126)⩾0,85P\left(114\lt M_{n}\lt 126\right)\geqslant 0{,}85.
    Interpréter le résultat dans le contexte de l'exercice.

    Correction
      Ineˊgaliteˊ de Bienaymeˊ-Tchebychev\red{\text{Inégalité de Bienaymé-Tchebychev}}
  • Pour toute variable aléatoire XX et tout réel δ>0\delta>0 : P(∣X−E(X)∣⩾δ)⩽V(X)δ2P\left(\left|X-E\left(X\right)\right|\geqslant\delta\right)\leqslant\dfrac{V\left(X\right)}{\delta^{2}}.
  • Par passage à l'évènement contraire : P(∣X−E(X)∣<δ)⩾1−V(X)δ2P\left(\left|X-E\left(X\right)\right|\lt\delta\right)\geqslant 1-\dfrac{V\left(X\right)}{\delta^{2}}.
  • L'intervalle ]114  ;126[\left]114\;;126\right[ est centré en E(Mn)=120E\left(M_{n}\right)=120, de demi-amplitude 66 :
    114<Mn<126⟺−6<Mn−120<6⟺∣Mn−120∣<6114\lt M_{n}\lt 126\Longleftrightarrow -6\lt M_{n}-120\lt 6\Longleftrightarrow\left|M_{n}-120\right|\lt 6.
    D'après l'inégalité de Bienaymé-Tchebychev appliquée à MnM_{n} avec δ=6\delta=6 :
    P(∣Mn−120∣<6)⩾1−V(Mn)62P\left(\left|M_{n}-120\right|\lt 6\right)\geqslant 1-\dfrac{V\left(M_{n}\right)}{6^{2}}
    P(114<Mn<126)⩾1−1 72836nP\left(114\lt M_{n}\lt 126\right)\geqslant 1-\dfrac{1\,728}{36n}
    P(114<Mn<126)⩾1−48nP\left(114\lt M_{n}\lt 126\right)\geqslant 1-\dfrac{48}{n}
    Il suffit donc que 1−48n⩾0,851-\dfrac{48}{n}\geqslant 0{,}85, ce qui équivaut successivement à :
    −48n⩾−0,15-\dfrac{48}{n}\geqslant -0{,}15
    48n⩽0,15\dfrac{48}{n}\leqslant 0{,}15
    48⩽0,15n48\leqslant 0{,}15n (car n>0n>0)
    n⩾480,15n\geqslant\dfrac{48}{0{,}15}
    n⩾320n\geqslant 320
    Ainsi :
    n=320n=320
    Pour un échantillon d'au moins 320320 familles, la probabilité que le prix total moyen payé pour les suppléments et les extras soit strictement compris entre 114114 € et 126126 € est d'au moins 0,850{,}85.

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