Probabilité Statistique

parties : ∫ u' ( x )v ( x )dx = [u( x )v ( x )]a − ∫ u( x )v ' ( x )dx b a a b b ϕ (b ) Changement de variables : on pose x=φ(t) : ϕ (a) ∫ f ( x)dx = ∫ f (ϕ (t ))ϕ ' (t )dt a b (ne pas oublier les bornes !) 6 Statistiques sur une série de données On considère une série de données brutes xi, 1≤ i ≤ n. Variables de position de la série : Médiane = valeur qui partage la série ORDONNEE en deux parties égales. Si n est pair c’est la valeur centrale, si n est impair

Populaire Ministère de l’Enseignement Supérieur et de la Recherche Scientifique Université des Sciences et de la Technologie Houari Boumediene Faculté de Mathématiques Domaine Mathématiques Informatiques Mémoire de Licence Ingénierie Statistique Thème L’estimation paramétrique "L’estimation ponctuelle et l’estimation par intervalle de confiance" Encadreur: Présenté par: M. LABOUDI Fawzia BAKHTA Halima KAZEMBE Nancy Devant la commission d’évaluation : - Projet n°

intervalle. L’aléa est modélisable par des lois de probabilité. Son impact peut être favorable et défavorable. Le risque subsume donc l’aléa car le risque est une éventualité défavorable qui porte préjudice au fonctionnement normal du projet start-up. A contrario, l’incertitude, qui est une éventualité non identifiable, inconnue et perturbant gravement le fonctionnement normal du projet start-up n’est pas modélisable statistiquement et sa probabilité de survenance n’est pas évaluable.

= i n−1 , . . . , X 1 = i 1 , X 0 = i 0 ) = P(X n+1 = j | X n = i ) pour tout n ∈ N, pour tout état j et pour toute suite d’états i 0 , i 1 , . . . i n−1 , i , pour lesquels la probabilité conditionnelle a un sens, c.-à-d. tels que P(X n = i , X n−1 = i n−1 , . . . , X 1 = i 1 , X 0 = i 0 ) > 0. ) Si en plus la probabilité P(X n+1 = j | X n = i ) ne dépend pas de n, c.-à-d. si ∀n ∈ N, P(X n+1 = j | X n = i ) = P(X 1 = j | X 0 = i ) on dit que la chaîne de Markov est homogène. La propriété de Markov

42H 42H 21H 21H 21H 21H 21H 21H Crédits Par élément 5 4 3 3 4 2 2 Total UE 5 7 7 4 Coefficient Par élément 3 2 2 2 2 2 1 2 Total UE 3 4 4 3 UET Comptabilité Financière II Principes et normes comptables Introduction au droit Statistiques descriptives et probabilité Elaboration des états financiers Anglais C2I Lot A : - N.T.C.I - G.R.H Lot B : - Marketing - Création de sites Web Total 7 42H 42H 3 4 4 UEO 2 42H 42H 294H 3 4 30 105H 21H 30 18 18 Semestre N° 3 Unité

quatre mois de salaire, gain qui n’existe pas dans le cas 2. De plus, le système de taxation des licenciements instauré dans le cas 1 ne comporte pas “en son sein” d’effets pervers : toutes choses étant égales par ailleurs, il n’accroît pas la probabilité de licenciement à l’âge de 58 ans car l’entreprise anticipe de nouveau un gain de quatre mois de salaire si elle renonce à le licencier à 58 ans et attend son départ spontané à la retraite à 60 ans. Le cas 2 s’apparente à une version “stylisée”

les états financiers » (norme 2-300). Il est calculé selon l’équation probabiliste suivante : Risque d’audit = Risque inhérent x Risque lié au contrôle interne x Risque de non détection A ce stade, chaque risque est considéré comme une probabilité, conditionnée bien sûr par le degré de connaissance propre à chaque auditeur. Cette équation utilise le multiplicateur comme opérateur d’agrégation. En cela, cette approche peut être critiquable : les risques sont ils réellement indépendants ? A

la formule d’échantillonnage (dans le cadre d’une méthode probabiliste mais souvent utilisée comme indicateur quelque soit la méthode) : Dans le cadre d’un intervalle de confiance de 95% : N = population mère n = taille de l’échantillon p = probabilité de réponse positive q = = 1-p E = erreur acceptée 4 pq n > —— (E)2 ou E = +/- 2 racine (pq)/ n Si p est connu : si p inconnu : on pose p = 0,5 Dans les faits, pour déterminer la taille de l’échantillon, on tient compte surtout des contraintes

microéconomiques • Incontournable :  Prendre appui sur la théorie économique  Tester les propriétés statistiques importantes du modèle Techniques de prévision 3 Remarques introductives Prévision : définition • Une prévision est un ensemble de probabilités associées à un ensemble d’évènements futurs • La prévision est effectuée à la date t à l’aide d’informations disponibles (données statistiques, théorie économiques, croyances à priori, etc.) • L’espace d’information disponible à la date

Optimisation de la gestion des stocks Calcul du stock de sécurité OPTIMISATION DE LA GESTION DES STOCKS – ESITH/ 1 Mme L.BOUSFIHA Plan de la séance q Un exemple empirique de la notion de stock de sécurité q Rappel des notions de statistique q Définition de stock de sécurité q Niveau de service q Calcul du stock de sécurité § Avec variation de la demande seulement § Avec variation du délai seulement § Avec variation de la demande et du délai q Calcul du stock de sécurité en