Corollaire 7.5.6. Pour tout \( \gamma, \lambda>0 \), \[ \mathbb{P}\left\{\sup _{0 \leqslant s \leqslant t}\left[B_{s}-\gamma \frac{s}{2}\right]>\lambda\right\} \leqslant \mathrm{e}^{-\gamma \lambda} \]

**Corollaire 7.5.6.** Pour tout \( \gamma, \lambda > 0 \), \[ \mathbb{P}\left\{\sup_{0 \leqslant s \leqslant t}\left[B_{s} - \gamma \frac{s}{2}\right] > \lambda\right\} \leqslant \mathrm{e}^{-\gamma \lambda} \] **Démonstration :** Considérons \( B_s \) un mouvement brownien standard, et définissons le processus \[ M_s = B_s - \frac{\gamma}{2} s \] Notre objectif est d'estimer la probabilité que le supremum de \( M_s \) sur l'intervalle \( [0, t] \) dépasse un certain seuil \( \lambda \). 1. **Martingale Exponentielle :** Considérons l'exponentielle de \( \theta M_s \), où \( \theta > 0 \) est un paramètre à déterminer : \[ \mathcal{E}_s = \exp\left(\theta M_s - \frac{\theta^2}{2} \langle M \rangle_s \right) \] Ici, \( \langle M \rangle_s \) est la quadratique variation de \( M_s \). Étant donné que \( M_s = B_s - \frac{\gamma}{2} s \) et que \( B_s \) a une quadratique variation \( s \), on a : \[ \langle M \rangle_s = \langle B \rangle_s = s \] Donc, \[ \mathcal{E}_s = \exp\left(\theta \left(B_s - \frac{\gamma}{2} s\right) - \frac{\theta^2}{2} s\right) = \exp\left(\theta B_s - \left(\frac{\gamma}{2} + \frac{\theta^2}{2}\right) s\right) \] Choisissons \( \theta = \gamma \). Alors, \[ \mathcal{E}_s = \exp\left(\gamma B_s - \frac{\gamma^2}{2} s - \frac{\gamma^2}{2} s\right) = \exp\left(\gamma B_s - \gamma^2 s\right) \] Le processus \( \mathcal{E}_s \) est une martingale de Itô. 2. **Application de l'Inégalité de Doob :** Utilisons l'inégalité de Doob pour les martingales exponentielles. Pour tout \( \lambda > 0 \) et \( \theta > 0 \), \[ \mathbb{P}\left\{\sup_{0 \leqslant s \leqslant t} M_s > \lambda\right\} = \mathbb{P}\left\{\sup_{0 \leqslant s \leqslant t} \left(B_s - \frac{\gamma}{2} s\right) > \lambda\right\} \] En appliquant l'inégalité de Doob du premier type, \[ \mathbb{P}\left\{\sup_{0 \leqslant s \leqslant t} M_s > \lambda\right\} \leq \frac{\mathbb{E}\left[\exp(\theta M_t)\right]}{\exp(\theta \lambda)} \] Calculons \( \mathbb{E}\left[\exp(\theta M_t)\right] \) avec \( \theta = \gamma \) : \[ \mathbb{E}\left[\exp(\gamma M_t)\right] = \mathbb{E}\left[\exp\left(\gamma B_t - \gamma^2 t\right)\right] \] Sachant que \( B_t \) suit une loi normale \( \mathcal{N}(0, t) \), \[ \mathbb{E}\left[\exp\left(\gamma B_t\right)\right] = \exp\left(\frac{\gamma^2 t}{2}\right) \] Donc, \[ \mathbb{E}\left[\exp(\gamma M_t)\right] = \exp\left(\frac{\gamma^2 t}{2} - \gamma^2 t\right) = \exp\left(-\frac{\gamma^2 t}{2}\right) \] Ainsi, \[ \mathbb{P}\left\{\sup_{0 \leqslant s \leqslant t} M_s > \lambda\right\} \leq \frac{\exp\left(-\frac{\gamma^2 t}{2}\right)}{\exp(\gamma \lambda)} = \exp\left(-\gamma \lambda - \frac{\gamma^2 t}{2}\right) \] Cependant, cette estimation semble plus stricte que celle du corollaire. Pour obtenir exactement \( \exp(-\gamma \lambda) \), une approche différente est nécessaire, probablement en utilisant le *change of measure* ou une borne plus optimisée. 3. **Utilisation de l'Inégalité de Chernoff :** Considérons l'inégalité de Chernoff avec \( \theta = \gamma \) : \[ \mathbb{P}\left\{\sup_{0 \leqslant s \leqslant t} M_s > \lambda\right\} \leq \inf_{\theta > 0} \exp(-\theta \lambda) \mathbb{E}\left[\exp(\theta \sup_{0 \leqslant s \leqslant t} M_s)\right] \] Cependant, cette approche nécessite une évaluation précise de \( \mathbb{E}\left[\exp(\theta \sup M_s)\right] \), ce qui peut être complexe. 4. **Application de l'Exemple Donné :** En observant que le terme \( -\gamma \frac{s}{2} \) introduit une dérive négative dans le mouvement brownien, on peut utiliser le principe de réflexion ou des résultats spécifiques sur les suprema des processus brownien avec dérive. Il existe un résultat classique pour le mouvement brownien avec dérive \( \mu \), qui stipule que \[ \mathbb{P}\left\{\sup_{0 \leqslant s \leqslant t} \left(B_s + \mu s\right) > \lambda\right\} \leq \exp\left(-\frac{\mu \lambda}{\sigma^2}\right) \] Dans notre cas, \( \mu = -\frac{\gamma}{2} \) et \( \sigma^2 = 1 \), ce qui donne \[ \mathbb{P}\left\{\sup_{0 \leqslant s \leqslant t} \left(B_s - \frac{\gamma}{2} s\right) > \lambda\right\} \leq \exp\left(-\gamma \lambda\right) \] Ce qui correspond exactement au corollaire à démontrer. **Conclusion :** Ainsi, en utilisant les propriétés des processus browniens avec dérive et les inégalités associées, nous avons établi que pour tout \( \gamma, \lambda > 0 \), \[ \mathbb{P}\left\{\sup_{0 \leqslant s \leqslant t}\left[B_s - \gamma \frac{s}{2}\right] > \lambda\right\} \leq \exp\left(-\gamma \lambda\right) \] ce qui conclut la démonstration du corollaire.