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”
LIAISONENTRE
’
La gméthode du_)+ç2 présente en contrepartiedeux1nconvementsnnms
_
lepremær est
m9mS‘aaconcr-Çt»
ne voit pas,
»
cet“1rmmmmentenlesfalsant
la tableïgde
ques—la, table de 1° écart-féduitï °Ïÿlÿ
—
néëéssäîrjeÿenaëe;sCuVenant que, dans ce cas Partzculærouddl=l
laracme
de x,?
dans notre exempleavæxz=ï95
on peutseu1ement
la ÏtablèÎde'ÿczglqùe le risque astcompnsentœ
de calculeriVx?
pour pouvowdapræl
qu’il-faudra toujôufS…üüliser—
la COI“IIIÇ>alf-‘MSOdunÇ
pOurcéhtage observé à un pourcentage théorique, l’écart—réduit n’a été mtrodu1t%
Que pOurdt>s raisons didactiques).
'
=
:
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‘
1
‘
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,
_
,
.
.
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'
;= %
En resume
_
_
%
La
a… zwurcentâge‘s- peut être, eectuée parle—H
du
_çqnng'ence 2 >< 2. On calcule d’ab0fd‘m%
des
=memques
la même ile «habituelle
“die
mum %
.
de:—colnnes diviséî
les
autress’°“
…… —fôtàüx
lignes …s 1
'
’
0 —— c)
%
,.
_
_X2 =…
,
î ————_
_
-
%%
,
,
;
,
.Si x? <.3,84 (pratiquementä), la dipérence n’est
-Si
la rgdi‘érencè est mgmcaüveetle
,
_
degre
de s1gmcaüon est xé—gliar le ris‘qué=lü»idàns‘ la table de x2f pour %
…
1
de :précisitm9 0n:peut chercher…dans latablefïç‘â %
;
de ïl’eeart-îredu1tle risq—üevcorrespondant àl’écart—réduit \/X2°
'
'
%
,
,
,
N.B. —'— La méthode n’est‘ïîfvalable que si
calculés égalent
“depassent_5_s._
.
,_
,.
_
…
,
»;
%
.
"
“
‘
%
Comparaison
p0ui‘CehtageS sur “de très“ grands échantillons
'
'
Le calcul
du x2 estalors_ plus
a) Echantillons de même eectif. Supposons qu’on ait rencontré- en France
9
.
_
,
'
'
20 cas Elune
en
1960,
et 30 cas en 1961. Les résultats
‘
g>ns1gnes
au tableau 13, ou N est l’effectif dela population totale du payS(*iï‘
Il a Z
‘
,
,
_
X2 _ (5)?
…_,_
(5)2
+
…
(5)2
,
+
(5)2
…
__
—
‘
——
—.—
—'
25
25
N——25
(_*) Même la population totale d’un pays doit être considérée comme un échantillon parmi le?
‘
real1saüons poss1bles pour une probabilité donnée. Une telle façon de Voir les choses a
éte
exposee a propos de la préc1sion d’un pourcentage (p. 52).