A NNALES DE L ’I. H. P., SECTION B
M. E MERY
Une définition faible de BMO
Annales de l’I. H. P., section B, tome 21, n
o1 (1985), p. 59-71
<http://www.numdam.org/item?id=AIHPB_1985__21_1_59_0>
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Une définition faible de BMO
M. EMERY
IRMA (laboratoire associé au CNRS), Université Louis Pasteur, 7, rue René Descartes, 67084 Strasbourg Cedex
Vol. 21, n° 1, 1985, p. 59-71. Probabilités et Statistiques
Représente-toi Béhémoth !
Il se nourrit d’herbe, comme le b0153uf.
Vois, sa force réside dans ses reins,
sa vigueur dans les muscles de son ventre.
Il raidit sa queue comme un cèdre, les nerfs de ses cuisses s’entrelacent.
Ses vertèbres sont des tubes d’airain,
ses os sont durs comme du fer forgé.
C’est lui la fleur des oeuvres de Dieu.
Job 40, 15-19.
RÉSUMÉ. - Une
martingale
M est dans BMO dès que pour une fonction croissante 1>sur R+
et pour une constante csup 4$,
VT
temps
d’arrêt E[~( ~ M ~ - ~r] ~ ~
ou VT temps d’arrêt E
[D( [M,
M]
~ -[M,
M]r -) ! ~ T ] -_
c.Quand 0(x)
= xp( p >_ 1),
on retrouve la caractérisation LPclassique ; quand 1>
= on obtient une sorte de caractérisationL°.
ABSTRACT. - A
martingale
Mbelongs
to BMO if for somenon-decreasing
function 1> on
!R+
and some constant c supC,
VT
stopping
time E[1>( M - ~ T ] ç
c,or VT
stopping
time E[1>( [M, M ] ~ - [M, M]~) ) ~ T ] _
c.59
60 M. EMERY
When = Xp
(p >__ 1),
this reduces to the classicalLp-criterion ;
when1> =
I[a.oo[,
thisyields
a kind ofL°-criterion.
Il est bien connu que les
martingales
de BMOpossèdent
despropriétés d’intégrabilité exponentielle (inégalité
de John etNirenberg).
Nous allonsétablir dans cet
exposé qu’une propriété apparemment
bienplus
faibleque
l’hypothèse
BMOimplique
une décroissanceexponentielle
de larépar- tition,
résultatqui équivaut
àl’inégalité
de John etNirenberg,
etqui
entraînea
fortiori l’appartenance
à BMO. En gros, nous montrons que la définitionclassique ~c
VTE [ ... ( JT] ~
cpeut
êtreremplacée
par une condition de Les définitions usuelles de BMO sont de deuxtypes :
certaines concernent les processus croissants associés à unemartingale (processus maximal, crochet) d’autres
lamartingale elle-même ;
d’où les deux versants de cetexposé,
relatifs l’un aux processuscroissants,
l’autre aux processuscàdlàg adaptés.
Nous fixons un espace
probabilisé
filtré(Q, ~ , P, (~ ~)t ~ o)
vérifiant lesconditions
habituelles ;
on convient que les processus croissants sontpositifs
ou
nuls, càdlàg
etadaptés,
et que les processuscàdlàg adaptés
X ont unelimite à
gauche
en zéroXo - = 0 ;
on poseXt
=sup Xs|
et =sup
~>o
On fait aussi la convention que ~ 2014 oo = 0.
PROPOSITION 1. - Soit un processus
croissant,
àvaleurs finies
ou non,
pouvant
avoir un saut àl’infini.
On supposequ’il
existe deux constantesa >_
0 et E > 0 telles que, pour touttemps
d’arrêtT,
on aitAlors
Aoo
est p.s. _fini,
et, pour tout entier n et touttemps
d’arrêtT,
Démonstration. - Il suffit d’établir
l’inégalité ;
enprenant
T =0,
desorte que
Ay- == 0,
on auraP [A
>na] _ (1 - E)n,
doncA~
oo. Noussommes ainsi ramenés au lemme que voici.
LEMME. - S’il existe a,
b,
LI. et/~
dans(~+
tels que pour tout T l’on aitAnnales de l’Institut Henri Poincaré - Probabilités
on a alors aussi
Démonstration. -
Étant
donnéT,
définissons un autretemps
d’arrêt> ~ }.Puisque
>a ~
est
dans ffu (car
soncomplémentaire est {U
= oo etAu - AT _ _ a ~ )
et
puisque Au - - AT _ _ a,
on a .REMARQUE. - Si
A oo
=A oo-,
la démonstration de laproposition
fait
apparaître
une suite croissante detemps
d’arrêt telle quec’est de «
y-graded
sequence », due àVaropoulos [7 ] (ou peut-être G arnett ?),
etqui
semble centrale dans bien desquestions
relatives à BMO.COROLLAIRE 1. - Sous les
hypothèses
de laproposition,
si G est unefonction
croissantedans (1~+,
on a pour touttemps
d’arrêt TDémonstration du corollaire. - Il suffit d’établir que, si X > 0 est une
variable aléatoire vérifiant pn =
P [X
>na ] __ (1 -
alorsoù l’on a
posé gn
=G(na).
On écrit62 M. EMERY
Si la série
diverge,
iln’y
a rien àdémontrer ;
si elle converge, il en va de même de et de et deux sommations parparties
successives donnentRemarques. a)
Les constantesfigurant
dans la conclusion nepeuvent
être améliorées. Elles sont toutes atteinteslorsque
A est le processus àtemps
discretAn
=a(n
AS) placé
dans sa filtrationnaturelle,
Sdésignant
une variable aléatoire de loi
géométrique. (Attention !
S + 1 est untemps d’arrêt,
mais pasS.)
b)
Enperdant
un peu sur les constantes, onpeut donner
à la conclusion de laproposition
une forme non discrète : Pour~. >_
a,En
particulier,
la fonction derépartition
deAoo présente
une décroissanceau moins
exponentielle
à l’infini. Cecipeut
aussi se déduire del’inégalité
de John et
Nirenberg
elle-même : Toute variable aléatoireexponentielle-
ment
intégrable
a unerépartition
à décroissanceexponentielle,
carc) L’exposant critique - a Log 1 - E
obtenu dans le corollaire nepermet
pas de retrouver toute la force del’inégalité
de John etNirenberg :
Si l’onsuppose E c, on en
déduit,
enprenant
dans le corol- 1laire a = ec et
120148==-,
que EAT-)) 1 ~T] ]
est bornéee
1 ~ ~ ~ 1
pour
0
LI. - , cequi
est moins fort que la condition LI. - que l’on saitec c
optimale (voir
Dellacherie etMeyer [2]).
COROLLAIRE 2. - Soit A un processus
croissant, fini
ou non, pouvantsauter à
l’infini.
On supposequ’il
existe unefonction
croissante 03A6 deAnnales de l’Institut Henri Poincaré - Probabilités et Statistiques
dans (R + et une constante c sup telles que, pour tout temps d’arrêt
T,
On a~t
"‘ °~
Alors
Aoc
estfini,
et, pour toutT,
où a et
f3
nedépendent
que de 03A6 et c. Enparticulier,
lepotentiel gauche E [Aoo - ] engendré
par A est borné.Démonstration. En
remplaçant
si nécessaire 1>par 03A6
A(c
+1),
onpeut supposer 1>
finie. Il existe parhypothèse a
oo tel que c oc : on a doncet on
peut appliquer
laproposition 1,
le corollaire 1 et laremarque b
ci-dessus..
’Lorsque C(x)
= xp avec 0 p1,
ce résultat est dû àMeyer [6 ].
Quand 1>
=I]a.oo],
on retrouve laproposition
1. Ce que dit lecorollaire,
c’est que si
l’hypothèse
a lieu pour une fonctionC,
elle a alors lieu pourtoute fonction
qui
croît moins vite que lesexponentielles.
Ceci estclassique
pour les fonctions convexes ; s’il est étonnant
qu’on puisse prendre
unecroissance arbitrairement
lente,
il l’est encoreplus qu’on puisse
sepermettre
les fonctions bornées ! -
Voici les mêmes
énoncés,
habillés en termesd’espace
BMO de martin-gales.
Nous ne tenterons pas depréciser
la norme dont nous munissonsBMO,
d’oùl’apparition
de constantes universelles notées c.Soit M une
murtingale
locale.est dans
BMO, avec ~
M~2BMO ~ ca-.
6
est dans
BMO,
Mc-.
e
3)
Si M est dansBMO,
64 M. EMERY
4)
Si M est dansBMO,
Les
points 2)
et4)
s’obtiennent à l’aide du processus croissant A =M*,
en
remarquant
queM~ 2014 MT _ _ sup )
-MT - 1.
L’assertion2)
net>_o
nécessite pas que M soit une
martingale locale,
mais il faut alors supposer queM ~ existe,
et on obtient que la variable aléatoireMoo
est aansBMO ;
de toute
façon,
nous verrons mieux avec laproposition
2. Onpourrait,
comme dans le corollaire
2,
donner un airplus général
aux énoncés1)
et2)
en faisant intervenir une fonction croissante arbitraire 1>.
Nous nous intéressons maintenant à l’autre
aspect
deBMO,
celuiqui
concerne les processus
càdlàg adaptés.
Laproposition ci-dessous, lorsqu’on l’applique
à un processuscroissant,
contient pour l’essentiel laproposition 1,
mais avec des constantes moins
précises.
Nous allons en donner unedémonstration
directe, indépendante
de laproposition
1.PROPOSITION 2. - Soient un processus
càdlàg adapté
et Zune variable aléatoire
finie
ou non, mesurablepour ~ ~ .
On. supposequ’il
existe trois constantes a >_
0,
b>__
0 et E > 0 telles que l’onait,
pour tout temps d’arrêtfini T,
Alors X*
engendre
unpotentiel gauche
borné et Z est dans BMO. Pluspré-
cisément ’
On a en outre pour tout entier n >_ 0 les
inégalités
de distributionRemarques. - a) Lors q ue ~
estplus grand l’hypothèse
_ best
automatiquement satisfaite,
avec b = 2a. Eneffet, remplacer
T parPoincaré - Probabilités
b)
Lesinégalités
de distribution obtenuespeuvent
se mettre sous formenon discrète :
Démonstration de la
proposition.
Il suffit d’établir lesinégalités
incondi-tionnelles
car elles fournissent le résultat annoncé
lorsqu’on
lesapplique
au processus et à pour la filtration~ = ~r+f et
la pro- babilité P[. B ],
où B est dansPour tout
temps
d’arrêtT,
on acar
cette inégalité
est vraie sur( T n ) (appliquer l’hypothèse
àTAn).
EnprenantT=inf { t : Mt
>
1 - ~ 2} ,
oùMt
est lamartingale P[lZI
>X) +
on a
ce
qui
entraîne que T est p.s.infini,
etdonc Z ~ _ X~
+ a.Pour
~. >_ 0,
enappliquant
maintenant à T =inf { t : Xt ~ > ~. ~
l’iné-galité [
Z -a ]
> on obtient1
En
remplaçant À
par A + - et en faisant tendre n versl’infini,
on obtientn
l’inégalité
de distribution66 M. EMERY
En
intégrant
cetteinégalité
sur la demi-droitepositive,
on trouvepuisque ) Z ~ _ X ~
+ a, ceci fournit lapremière partie
de la conclusion.Afin d’obtenir
l’inégalité
de distributionportant sur 1 Z 1,
posons> À],
et minorons lepremier
membre de(*)
parEP[IZI > À + a] ;
il
vient, toujours
pour ~, >_0,
donc,
pour03BB ~ -a-b, F (03BB + 2a+b)~ 1 F(À). Puisque
parhypothèse
F(a) _ 1- E (prendre T=0),
on en déduitF(a+ n(2a+b))~(1-~)(1+~)-n,
la
majoration
annoncée. Enprenant
maintenant À =(n
+1)(2a
+b)
dans
(*),
on trouveet la
proposition
estdémontrée.
COROLLAIRE 1 . - Soit
(Xt )o ~ ~ ~ ~
un processuscàdlàg adapté.
On supposequ’il
existe trois constantes a>__ 0,
b >_ 0 et E > 0 telles que, pour tout temps d’arrêtfini T,
La limite
Xoo
existe alors p.s. dans R etvérifie Il ~BMO
Démonstration. Comme me l’a fait remarquer
Zheng
WeiAn,
la martin-gale
P~t ]
étant bornée par 1 - E,XOO
existe p.s. ; il ne restequ’à prendre
Z =Xoo
dans laproposition..
COROLLAIRE 2. Si
(Xt )o t ~
est un processuscàdlàg adapté,
et s’ilexiste deux constantes a >_ 0 et E > 0 telles que, pour tous les temps d’arrêt
finis
S et Tvérifiant
S__ T,
on ait P[
>al ] _-
1 - B, alorsHenri Poincaré - Probabilités
Démonstration. - En
prenant
T =S,
on trouve _ a. Il suffitd’appliquer
laproposition
2 à Z =XR
et au processus arrêtéX~
enprenant
R = T pour obtenir lapremière
conclusion et enprenant
R = S + k(k
--~oo)
pour ladeuxième ;
cela estlicite,
car, pour touttemps
d’arrêt finiU,
/ a
Dans ce
corollaire, X~
n’existe pasnécessairement (prendre X |~ 2
une démonstration
inspirée
de laproposition
1 donnerait de meilleures constantes.La
proposition
2permet
aussi de donner une définition faible del’espace
BMO
(lRd)
desanalystes.
Dans l’énoncéqui suit,
la notationQ
est réservéeaux cubes de
[Rd parallèles
aux axes ;/lQ désigne
la loi deprobabilité
uni-forme sur un tel cube et
D(Q)
lapartition
deQ
en2d
sous-cubeségaux.
COROLLAIRE 3. - Soit
f
unefonction
mesurable def~d
dans k. On sup- posequ’il
existe trois constantes a>__ 0,
b ? 0 et ~ > 0 et pourchaque Q
un réel
hQ vérifiant
.Alors
f
estfinie
p.p. et est dansBMO ; plus précisénlent
1
En outre, si E
> 2 , la première hypothèse implique
laseconde,
avecDémonstration. Sur Q =
Q
muni de la loi,uQ
et de la filtrationdyadique (fft
nedépend
que de n =[t ~ ]
et estengendrée
par lapartition
en 2nd sous-cubes
égaux),
nous allonsappliquer
laproposition
2 à Z= f - hQ
et au processus
68 M. EMERY
dont les sauts sont bornés par b. Pour T
fini,
onpeut
écrireIl est donc
permis d’appliquer
laproposition, qui
fournit1
Si maintenant on suppose E
> - ,
pourQ 1
etQ 2
tels queQ 2
cQ 1
et1 -E
> enposant AQ 2 = ~
x EQ : I .f (x) - I e ~ ~?
on aE
d’où
AQl
nÀQ~ 7~
0 et1 hQl - hQ2 ~ _
2a. Parrécurrence,
pourQ’ c Q
tel que >
201420142014 ,
, ona 1 hQ - _ 2na ;
pourQ’
dansD(Q),
ceci a lieu dès q ue n
> d Log 2
et on adonc ~ h - Q
1+ d Log 2
.E E
Log l-E ~ Log 1- E
Il
- 1
Remarques. a) Quand
E_ 2 ,
lapremière hypothèse
seule ne suffit pas.Ceci
peut
se voir parexemple
sur la fonction de R dans Rqui
vérifie lapremière hypothèse
avec a =0, B
= -
2 et==
0
siQ
rencontreplusieurs
intervalles]3n, 3n+ 1 ] Q (~ valeur de f
la plus probable
sur Q
sinon.
Si f
n’est pasbornée,
elle n’est pas dans car sa variance sur l’inter- valle]3n, 3n+ 2]
est de l’ordre dea;. Semblablement, pour 4 5 ~ k 1,
v
if
= vérifie lapremière hypothèse
avec a = 0 et E= -,
maisn>0
n’est en
général
pas dansBMO( [0, 1 ]).
2a + 3b
b)
La constante a + b + du corollaire 3peut
être un peu amé-E
liorée : en redémontrant la
proposition
2avec
Z -XT
au lieude
Z -XT- I
2a + b dans
l’hypothèse,
on obtient a + .E
c)
Dans laproposition
2 et sescorollaires,
onpeut
commeplus haut remplacer
leshypothèses
dutype P [1 ... > a ~ ~ T ]
1 - e par unecondition de la forme E
[I>( 1 ... 1)
c sup où 1> est unefonction croissante de
[R+
dans lui-même. x cx)Pour
terminer,
voici une formemultiplicative
de laproposition 2 ;
essentiellement due à Coifman et Fefferman[7 .],. elle
sert à établirl’inégalité
de Hôlder inverse pour
l’exponentielle
d’unemartingale
deBMO,
et est démontrée - bien que nonexplicitement
énoncée - par Doléans-Dade etMeyer [3 et
Kazamaki etSekiguchi [4 et [5 ].
Dans l’énoncé
qui suit,
on convient queXo - = 1 ;
la limiteXoo
existe p.s.car toute
martingale
localepositive
est unesurmartingale.
PROPOSITION 3. - Soit X une
martingale
localepositive,
telle queXo
= 1 .On suppose
qu’il
existe trois constantes k >_1,
b > 0 et E > 0 telles que, pour tout temps d’arrêtfini T,
on aitAlors X est une
martingale
del’espace
pour un p > 1. Plusprécisément,
il existe p =
p(k,
~,£5)
> 1 et c =c(k,
E,£5)
00 telsque ~ X
c.Démonstration. - En
remplaçant
si nécessaire £5 par une valeurplus petite,
noussupposons ~ _
1. Il est aussi très facile de s’affranchir del’hypo-
thèse T fini : si T est un
temps
d’arrêtquelconque,
les conditions(i )
et(ii )
sont vraies
sur {T
=~ } (car XT-
= et aussi pour T A n ; elles sontdonc vraies pour T.
Nous allons commencer par nous ramener au cas où X est bornée. Pour
n >__ 2,
soient donc R letemps
d’arrêtinf { t : X~ t > n ~
etXR
lamartingale
arrêtée
correspondante, qui
est bornée par kn. Surl’événement {XRx },
on a
X~ X-,
d’oùR > T,
doncX~- =X-~-_ ~T, puis
dt2 11.Ceci entraîne R = 00, et
Xoc 5Xr_.
Ainsi70 M. EMERY
la
martingale
arrêtéeXR
vérifie elle aussi leshypothèses
de laproposition.
Nous supposons donc dans la suite que X est bornée et nous cherchons à
estimer ~ X~ ~Lp. L’hypothèse (ii )
entraîne P[X~~ 03B4XT- | JT] ~
e, doncPour À >
1, appliquons
ceci autemps
T =inf { t : Xt
>03BB }.
On a, suroo X _ 03BB. _ X donc aussi 03BB ç X _ et X _ k03BB; on obtient
{T
oo}, XT- ~
03BB ~XT,
donc aussi -Xr-
etkÀ ;
on obtientOn en
déduit, toujours pour À
>1,
uneinégalité
de distribution :Soit p
>1,
arbitraire pour l’instant. Enintégrant
cetteinégalité
parrapport
à la mesure
1)~,p- 2d ~,,
on trouveet, a
fortiori,
enposant
u =k(p - ~p 1) (k)P - et
enremarquant
queon
peut
écrireLorsque, k,
restantfixés,
on faittendre p
vers1, u
tend vers zéro.Pour p
assez voisin de
1,
on a donc u 1. Fixons un tel p. Il vientPuisque
u nedépend
que de p,k,
E etb,
laproposition
estdémontrée. []
COROLLAIRE
(Inégalité
de Hölderinverse).
Sous les mêmeshypothèses,
il existe p > 1 et c ~ tels que, pour tout temps d’arrêt
T,
on aitDémonstration. on
remplace
laprobabilité
P par P[.1 A ],
où A E eton
applique
laproposition ;
on obtient c. Enappliquant
ceciau processus
Yt
=qui
est unemartingale
pour la filtration(JT+ i)i
> o au p rocessusq ui
est unemartin g ale
p our la filtrationT
et la
probabilité
on trouvePuisque X~
est nulsur {XT
=0} (voir [2],
page86),
le corollaire estétabli..
RÉFÉRENCES
[1] R. COIFMAN and C. FEFFERMAN, Weighted norm inequalities for maximal functions and singular integrals. Studia Math., t. 51, 1974, p. 241-250.
[2] C. DELLACHERIE et P. A. MEYER, Probabilités et potentiel : Théorie des martingales.
Hermann, Paris, 1980.
[3] C. DOLEANS-DADE et P. A. MEYER, Inégalités de normes avec poids. Séminaire de
Probabilités XIII, Lecture Notes in Math., t. 721, Springer 1979.
[4] N. KAZAMAKI and T. SEKIGUCHI, On the transformation of some classes of martin- gales by a change of law. Tôhoku Math. J., t. 31, 1979, p. 261-279.
[5] N. KAZAMAKI and T. SEKIGUCHI, Uniform integrability of continuous exponential martingales. Tôhoku Math. J., t. 35, 1983, p. 289-301.
[6] P. A. MEYER, Compléments de calcul stochastique. Preprint, Strasbourg, 1984.
[7] N. VAROPOULOS, A probabilistic proof of the Garnett-Jones theorem on BMO. Pacific
J. Math., t. 90, 1980, p. 201-221.
(Manuscrit reçu le 27 Septembre 1984)