Université Paris 13, Institut Galilée MACS 2 Probabilités Année universitaire 20172018
Examen du 9 janvier 2017
Durée : 3 heures
Document autorisé : une page A4 de notes manuscrites. Appareils électroniques interdits.
Toute réponse doit être soigneusement rédigée et justiée.
Exercice 1. Soit(X, Y)une variable aléatoire dansR2, de densitéf(X,Y)donnée par f(X,Y)(x, y) = 2y
xe−x1{x>0}1{0<y<√ x}. 1. Déterminer la loi deX.
2. Déterminer la loi deY sachantX. 3. En déduire E[Y2|X]puisE[Y2].
Exercice 2. Soitp∈[12,1]. Soit(Xn)n≥1une suite de variables aléatoires réelles indépendantes, de loi donnée par :
P(Xn= 1) =p, P(Xn =−1) = 1−p.
(On pourra noterq= 1−p) On poseS0= 0et, pour tout n≥1, Sn=X1+· · ·+Xn.
On dénit la ltration(Fn)n≥0parF0={∅,Ω}et, pour toutn≥1,Fn =σ(X1, . . . , Xn). Soitθ >0. On dénit ϕ(θ) =E[eθX1]et ψ(θ) = lnϕ(θ), puis
Mn =eθSn−nψ(θ). On veut étudier la loi deT1= inf{n≥1|Sn= 1}.
1. Montrer que(Mn)n est une martingale pour la ltration(Fn)n. 2. Expliciter la valeur deϕ(θ), et vérier que ψ(θ)≥0.
3. Montrer queT1est un temps d'arrêt pour la ltration (Fn)n. 4. Montrons queT1<∞presque sûrement.
4.a) 1er cas :p > 12. En utilisant la loi des grands nombres, justier queT1<∞presque sûrement.
4.b) 2ecas : p = 12. Montrer que(Sn)n est une martingale. Justier que Sn∧T1 admet presque sûrement une limite quandn→ ∞et en déduire queT1<∞presque sûrement.
5. Montrer que, pour toutn,E[Mn∧T1] = 1.
6. En utilisant le théorème de convergence dominée, montrer queE[MT1] = 1. Réécrire cette identité sous une forme plus simple.
7. Soits∈]0,1[. Déterminerθ >0tel queϕ(θ) = 1s. On trouvera une équation de degré 2 en l'inconnuex=e−θ. et en déduire une formule explicite pourE[sT1].
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Exercice 3. Soit(Xn)n≥1 une suite de variables aléatoires indépendantes, de loi exponentielle de paramètre 1 (densitéx7→e−x1R+(x)). On note (Fn)n≥0 sa ltration naturelle :F0 ={∅,Ω} et Fn =σ(X1, . . . , Xn) pour n≥1. On poseM0= 1 et, pourn≥1,
Mn=X1· · ·Xn.
1. Montrer que (Mn)n est une martingale pour la ltration(Fn)n≥0. Que peut-on dire concernant sa conver- gence ?
2. Pour toute fonction mesurable bornéeϕ:R→R, montrer que E[ϕ(Mn+1)| Fn] =
Z ∞
0
ϕ(y)e−Mny dy Mn
. Interpréter ce résultat : quelle est donc la loi conditionnelle deMn+1 sachantFn? 3. CalculerE[√
Mn]. On vériera queE[√ X1] =
√π 2 .
4. En déduire que(Mn)n converge en probabilité vers 0, c'est-à-dire que∀δ >0,P(|Mn|> δ) −→
n→∞0. 5. Que peut-on dire concernant la convergence presque sûre deMn quand n→ ∞?
6. Montrer que(Mn)n ne converge pas dansL1.
Exercice 4. Dans un marché décrit par le modèle de Cox-Ross-Rubinstein, il y a un actif à risque, dont le prix est Sn au temps n ∈ {0, . . . , N}, et un actif sans risque de prix Sn0 = (1 +r)n (où r > 0 est xé). On dénitF0 ={∅,Ω} et Fn =σ(S1, . . . , Sn). On suppose queS0 >0 est une constante (doncF0-mesurable) et qu'il existe−1< a < btels que
pourn= 1, . . . , N, Tn= Sn
Sn−1 ∈ {1 +a,1 +b}, et chacune des deux valeurs apparaît avec une probabilité>0.
1. Sir > b, décrire une stratégie d'arbitrage possible.
Pour la suite de l'exercice, on supposea < r < b et on posep= b−rb−a ∈]0,1[. On dénit la probabilité P∗ surΩ de telle sorte queT1, . . . , TN sont indépendantes sousP∗ et de même loiP∗(Ti= 1 +a) =p= 1−P∗(Ti= 1 +b). 2. Montrer que, sous cette probabilitéP∗, la suite des prix actualisésSen= (1+r)Snn est une martingale.
3. Soit(φn)n une stratégie de portefeuille, c'est-à-dire une suite(φ0, . . . , φN)de v.a. dansR2 où, pour tout n, φn= (φ0n, φ1n)est Fn−1-mesurable. On suppose queφest auto-nancée, c'est-à-dire que, pour toutn≥0,
φ0nS0n+φ1nSn=φ0n+1S0n+φ1n+1Sn.
3.a) On rappelle que la valeur du portefeuille estVn(φ) =φ0nS0n+φ1nSn. Démontrer que, sousP∗,((1+r)Vn(φ)n)est une martingale.
3.b) En déduire que, si la valeurVN(φ)du portefeuille à l'échéance est≥0, alors sa valeurVn(φ)à tout instant nantérieur est≥0.
4. On considère une option qui permet d'acheter un actif au prix K au temps N à condition que la moyenne
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N(S1+· · ·+SN)soit inférieure à une certaine valeurL: le prix de cette option au tempsN est vN = (SN −K)+1{S1+···+SN<LN}.
4.a) Exprimer le prixvn de cette option au tempsn < N en fonction devN et P∗. On rappelle que le prix au tempsnest la valeur au tempsnd'une stratégie auto-nancée (quelconque) qui vaut vN au tempsN.
4.b) En déduire une expression de vn sous la formevn = Φ(Sn, S1+. . .+Sn), où on dénira Φ(s, t) sous la forme d'une espérance.
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