Je voulais poster un petit billet puisque c’est la deuxième fois que l’on me pose une question similaire. Pour déterminer un intervalle de confiance pour une proportion, on connaît tous la formule

La question qui m’avait été posée est simple: que se passe-t-il si n est petit, et si – empiriquement – on a trouvé une proportion de 100% ? Dit autrement: “on fait 5 lancers de “pile” ou “face” et que on obtient 5 fois “pile”: que peut-on dire sur p, la probabilité de tomber sur “pile” ?”

On utilisant la formule précédente, on est un peu bloqué…

• La première réponse pourrait être fréquentiste, et consiste à proposer une lecture duale de l’intervalle de confiance, et des abaques.

Le graphique de droite montre, en trait violet, l’intervalle de confiance approché, c’est à dire avec l’intervalle de confiance indiqué ci-dessus. La courbe bleue, encadrant la zone verte correspond à l’intervalle de confiance calculé à partir des quantiles d’une loi binomiale de paramètre la fréquence empirique observée. Ici, on aurait envie de dire que p a 95% de chance d’être supérieure à 47.8%.

En fait, cette “lecture duale” des abaques revient à construire – me semble-t-il – l’intervalle de confiance de Clopper-Pearson. L’intervalle de confiance a ici la forme suivante

Notons que c’est cette technique qui est utilisée sous R, via la fonction binom.test du package de base. Ici, on obtient

> binom.test(x, n, p = 0.5,conf.level = 0.95)
Exact binomial test
data: x and n
number of successes = 5, number of trials = 5, p-value = 0.0625
alternative hypothesis: true probability of success is not equal to 0.5
95 percent confidence interval:
0.4781762 1.0000000
sample estimates:
probability of success
1

…. ce qui correspond exactement à l’intervalle de confiance calculé précédemment. On retrouve d’ailleurs cette fonction dans binconf i.e.

> binconf(x = 5, n = 5, alpha = .05, method = "exact")
PointEst Lower Upper
1 0.4781762 1

qui donne (c’est rassurant) toujours la même chose. On peut aussi programme l’intervalle de confiance proposé par Heldge Blacker, qui donne ici un intervalle de confiance de la forme [50%; 100%]. Pour aller plus loin, je pourrais renvoyer au papier de Lawrence Brown, Tony Cai et Anirban DasGupta, dans Statistical Science sur ce sujet.

• Une seconde réponse pourrait être une approche bayésienne, qui d’ailleurs correspond exactement à l’expérience de Bayes (1763) ou Laplace (1786).

On suppose que p est une variable aléatoire. On se donne une information a priori, et on peut se demander ce que devient la loi a posteriori de p, sachant que 5 “piles” ont été observés. On suppose que les tirages sont indépendants, et donc la probabilité d’avoir k fois “piles” sur n tirages suit une loi binomiale, conditionnellement à p, i.e.

Le plus simple est de considérer comme loi a priori la loi conjuguée de la loi binomiale, à savoir une loi beta. Dans ce cas, si p suit a priori une loi B(a,b), alors la loi a posteriori de p, sachant que x “pile” ont été observés est une loi B(a+x,b+n-x).

La courbe en rouge est la densité de la loi a priori (uniforme ou beta de paramètres 2 et 2), et la courbe bleue, la loi a posteriori, avec un intervalle de confiance à 95%. Sur l’exemple de droite, par exemple, on a 95% de chance que p soit compris entre 47,3% et 96,8%.

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