๐—ง๐—ฒ๐˜€๐˜ ๐˜€๐—ฒ́๐—พ๐˜‚๐—ฒ๐—ป๐˜๐—ถ๐—ฒ๐—น ๐—ฒ๐—ป ๐—”/๐—• ๐˜๐—ฒ๐˜€๐˜ : ๐—ฐ๐—ผ๐—บ๐—บ๐—ฒ๐—ป๐˜ ๐—ฑ๐—ฒ́๐—ฐ๐—ถ๐—ฑ๐—ฒ๐—ฟ ๐—ฝ๐—น๐˜‚๐˜€ ๐˜ƒ๐—ถ๐˜๐—ฒ ?

Dans les entretiens sur les ๐—”/๐—• ๐˜๐—ฒ๐˜€๐˜๐˜€, une notion revient souvent : le ๐˜๐—ฒ๐˜€๐˜ ๐˜€๐—ฒ́๐—พ๐˜‚๐—ฒ๐—ป๐˜๐—ถ๐—ฒ๐—น.

Le ๐˜๐—ฒ๐˜€๐˜ ๐˜€๐—ฒ́๐—พ๐˜‚๐—ฒ๐—ป๐˜๐—ถ๐—ฒ๐—น est une mรฉthode statistique qui permet ๐—ฑ๐—ฎ๐—ฟ๐—ฟ๐—ฒ̂๐˜๐—ฒ๐—ฟ ๐˜‚๐—ป๐—ฒ ๐—ฒ๐˜…๐—ฝ๐—ฒ́๐—ฟ๐—ถ๐—ฒ๐—ป๐—ฐ๐—ฒ ๐—ฝ๐—น๐˜‚๐˜€ ๐˜๐—ผ̂๐˜, lorsque les rรฉsultats deviennent suffisamment clairs.

Contrairement au test classique, oรน la taille de l’รฉchantillon est fixรฉe dรจs le dรฉpart, le test sรฉquentiel consiste ร  ๐˜€๐˜‚๐—ถ๐˜ƒ๐—ฟ๐—ฒ ๐—น๐—ฒ๐˜€ ๐—ฟ๐—ฒ́๐˜€๐˜‚๐—น๐˜๐—ฎ๐˜๐˜€ ๐—ฎ๐˜‚ ๐—ณ๐˜‚๐—ฟ ๐—ฒ๐˜ ๐—ฎ̀ ๐—บ๐—ฒ๐˜€๐˜‚๐—ฟ๐—ฒ que les donnรฉes arrivent.

L’idรฉe est simple : au lieu d’attendre la fin du match pour connaรฎtre le score, on observe le tableau d’affichage pendant le jeu.

๐—Ÿ๐—ฒ ๐—บ๐—ผ๐—ฑ๐—ฒ̀๐—น๐—ฒ ๐—ฆ๐—ฃ๐—ฅ๐—ง

Le test sรฉquentiel repose souvent sur le ๐—ฆ๐—ฒ๐—พ๐˜‚๐—ฒ๐—ป๐˜๐—ถ๐—ฎ๐—น ๐—ฃ๐—ฟ๐—ผ๐—ฏ๐—ฎ๐—ฏ๐—ถ๐—น๐—ถ๐˜๐˜† ๐—ฅ๐—ฎ๐˜๐—ถ๐—ผ ๐—ง๐—ฒ๐˜€๐˜, notรฉ ๐—ฆ๐—ฃ๐—ฅ๐—ง.

On utilise le rapport de vraisemblance suivant :

ฮ›n = produit de [P(xi | H1) / P(xi | H0)] pour i = 1 ร  n

Avec :

ฮ›n : rapport de vraisemblance aprรจs n observations
H1 : hypothรจse alternative
H0 : hypothรจse nulle
n : taille actuelle de l’รฉchantillon

Le principe consiste ร  suivre le ๐—น๐—ผ๐—ด-๐—ฟ๐—ฎ๐—ฝ๐—ฝ๐—ผ๐—ฟ๐˜ ๐—ฑ๐—ฒ ๐˜ƒ๐—ฟ๐—ฎ๐—ถ๐˜€๐—ฒ๐—บ๐—ฏ๐—น๐—ฎ๐—ป๐—ฐ๐—ฒ jusqu’ร  ce qu’il franchisse une limite de dรฉcision.

๐—–๐—ผ๐—บ๐—บ๐—ฒ๐—ป๐˜ ๐—ฐ̧๐—ฎ ๐—ณ๐—ผ๐—ป๐—ฐ๐˜๐—ถ๐—ผ๐—ป๐—ป๐—ฒ ?

Dรฉfinir le risque d’erreur de type I : ฮฑ
Dรฉfinir le risque d’erreur de type II : ฮฒ
Calculer les bornes : A = ฮฒ / (1 - ฮฑ) et B = (1 - ฮฒ) / ฮฑ
Collecter les donnรฉes progressivement
Mettre ร  jour le rapport de vraisemblance aprรจs chaque observation
Arrรชter le test si ln(ฮ›n) ≥ ln(B) : on rejette H0
Arrรชter le test si ln(ฮ›n) ≤ ln(A) : on accepte H0
Continuer si le rapport reste entre les deux bornes

๐——๐—ถ๐—ณ๐—ณ๐—ฒ́๐—ฟ๐—ฒ๐—ป๐—ฐ๐—ฒ ๐—ฎ๐˜ƒ๐—ฒ๐—ฐ ๐˜‚๐—ป ๐˜๐—ฒ๐˜€๐˜ ๐—ฐ๐—น๐—ฎ๐˜€๐˜€๐—ถ๐—พ๐˜‚๐—ฒ

Dans un ๐˜๐—ฒ๐˜€๐˜ ๐—ฎ̀ ๐—ต๐—ผ๐—ฟ๐—ถ๐˜‡๐—ผ๐—ป ๐—ณ๐—ถ๐˜…๐—ฒ, on dรฉtermine la taille de l’รฉchantillon avant le dรฉbut de l’expรฉrience, puis on analyse les rรฉsultats uniquement ร  la fin.

Dans un ๐˜๐—ฒ๐˜€๐˜ ๐˜€๐—ฒ́๐—พ๐˜‚๐—ฒ๐—ป๐˜๐—ถ๐—ฒ๐—น, on peut observer les rรฉsultats rรฉguliรจrement et prendre une dรฉcision dรจs que les preuves statistiques sont suffisantes.

Cela permet de ๐—ด๐—ฎ๐—ด๐—ป๐—ฒ๐—ฟ ๐—ฑ๐˜‚ ๐˜๐—ฒ๐—บ๐—ฝ๐˜€, de ๐—ฟ๐—ฒ́๐—ฑ๐˜‚๐—ถ๐—ฟ๐—ฒ ๐—น๐—ฒ๐˜€ ๐—ฐ๐—ผ๐˜‚̂๐˜๐˜€ et parfois de diminuer fortement la taille d’รฉchantillon nรฉcessaire.

๐—ค๐˜‚๐—ฎ๐—ป๐—ฑ ๐˜‚๐˜๐—ถ๐—น๐—ถ๐˜€๐—ฒ๐—ฟ ๐—น๐—ฒ ๐˜๐—ฒ๐˜€๐˜ ๐˜€๐—ฒ́๐—พ๐˜‚๐—ฒ๐—ป๐˜๐—ถ๐—ฒ๐—น ?

Il est particuliรจrement utile lorsque l’on souhaite ๐—ฝ๐—ฟ๐—ฒ๐—ป๐—ฑ๐—ฟ๐—ฒ ๐—ฑ๐—ฒ๐˜€ ๐—ฑ๐—ฒ́๐—ฐ๐—ถ๐˜€๐—ถ๐—ผ๐—ป๐˜€ ๐—ฟ๐—ฎ๐—ฝ๐—ถ๐—ฑ๐—ฒ๐˜€, รฉconomiser des ressources ou lorsque l’on s’attend ร  des effets importants qui peuvent apparaรฎtre rapidement.

En rรฉsumรฉ, le ๐˜๐—ฒ๐˜€๐˜ ๐˜€๐—ฒ́๐—พ๐˜‚๐—ฒ๐—ป๐˜๐—ถ๐—ฒ๐—น permet de rendre les ๐—”/๐—• ๐˜๐—ฒ๐˜€๐˜๐˜€ plus flexibles, plus rapides et souvent plus efficaces.

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