Introduction

L’objectif de ce billet est de comprendre la forme de deux quantités utilisées très fréquemment en statistique : l’erreur-type de la moyenne d’un échantillon \[ S_m = \frac{S}{\sqrt{n}} \] et la variance d’un échantillon \[ S^2 = \frac{1}{n - 1} \sum_{i = 1}^n (X_i - \bar{X})^2. \] Pourquoi y a-t-il un \(n - 1\) dans la variance? Pourquoi y a-t-il une racine carrée de la taille de l’échantillon dans l’erreur-type? Et que veut dire erreur-type?

Échantillonnage

La variance d’un échantillon et l’erreur-type de la moyenne d’un échantillon font toutes deux référence à un échantillon. Qu’est-ce qu’un échantillon?

Commençons par définir une population. Une population est l’ensemble de tous les individus à propos desquels nous cherchons à obtenir de l’information. Nous utiliserons \(N\) pour désigner le nombre d’individus dans la population. Ici, individus est employé dans un sens large : il peut s’agir de personnes, comme lorsqu’on parle de la population d’un pays, mais il peut aussi s’agir de capitaux si on s’intéresse au cours de la bourse, de durées d’appels téléphoniques, de mesures expérimentales de résistance électrique, etc. En général, il est difficile d’obtenir des données sur tous les individus d’une population et nous devons nous contenter d’étudier un sous-ensemble de la population.

Un échantillon est un sous-ensemble d’une population sélectionné au hasard. Nous utiliserons \(n\) pour désigner le nombre d’individus dans un échantillon. Puisque l’échantillon est plus petit que la population, il est plus facile d’obtenir des données sur tous les membres de l’échantillon. À partir de ces données, nous pouvons essayer de déduire de l’information sur la population; c’est ce qu’on appelle une inférence statistique.

Un exemple concret peut aider à fixer les idées. Supposons qu’on cherche à connaître la taille moyenne des Canadiens. La population est l’ensemble de tous les habitants du Canada et la variable d’intérêt est la taille. Évidemment, il est impossible de parcourir le Canada en entier et de mesurer la taille de tous ses habitants. Par conséquent, nous devons construire un échantillon en choisissant au hasard quelques Canadiens.

La taille d’un individu \(i\) choisi au hasard dans la population est une variable aléatoire \(X_i\)1. L’espérance de la taille de cet individu est la moyenne de la population que nous notons par \(\mu\). En supposant que chaque Canadien a autant de chance d’être choisi, la probabilité de choisir un individu en particulier parmi les \(N\) habitants du Canada est de \(1/N\) ce qui signifie que la fonction de masse pour la taille d’un Canadien est \(f(x) = P(X_i = x) = 1/N\). Par conséquent, l’espérance de \(X_i\) est

\[ \mu = \mathrm{E}[X_i] = \sum_{j = 1}^N f(x_j) x_j = \frac{1}{N} \sum_{j = 1}^N x_j \]

Pour un échantillon particulier, nous pouvons aussi calculer une valeur moyenne. Cette valeur est la moyenne de l’échantillon :

\[ \bar{X} = \frac{1}{n} \sum_{i = 1}^n X_i \]

Puisque les \(X_i\) sont aléatoires, la moyenne de l’échantillon est aussi une variable aléatoire. La moyenne de l’échantillon sera probablement différente de la moyenne de la population et un échantillon différent aura probablement une moyenne différente. La moyenne d’un échantillon est donc unestimateur de la moyenne de la population.

Cet estimateur est non biaisé parce que si nous calculons son espérance, nous obtenons la moyenne de la population. Autrement dit, si nous construisons plusieurs échantillons, que nous calculons la moyenne de chacun d’entre eux et que nous calculons la moyenne de ces moyennes, le résultat sera très probablement la moyenne de la population. L’écart-type des moyennes des échantillons est ce qu’on appelle l’erreur-type de la moyenne2. Nous calculerons l’erreur-type de la moyenne à la section suivante.

La variance des \(X_i\) est la variance de la population

\[ \begin{align} \sigma^2 &= \mathrm{E}\left[ (X_i - \mu)^2 \right] \\ &= \frac{1}{N} \sum_{j = 1}^N (x_j - \mu)^2 \end{align} \]

Encore une fois, nous voulons utiliser l’information sur l’échantillon pour estimer la variance de la population. La variance de l’échantillon est une variable aléatoire qui sert d’estimateur pour la variance de la population. Le premier réflexe est de tenter de définir la variance de l’échantillon par

\[ S^2 = \frac{1}{n} \sum_{i = 1}^n \left(X_i - \bar{X} \right)^2 \]

Cette formule est utilisée par certains (entre autre parce qu’elle maximise la vraisemblance), mais elle a le désavantage d’être biaisée. Si nous calculons la variance de plusieurs échantillons en utilisant cette formule et que nous calculons ensuite la moyenne de ces variances, nous n’obtiendrons pas la variance de la population. Un estimateur de la variance non biaisé est donné à la section Variance.

Erreur-type de la moyenne

L’erreur-type de la moyenne, \(S_m\) est l’écart-type de la moyenne d’un échantillon. Commençons par calculer la variance de la moyenne d’un échantillon : \[ \begin{align} S_m^2 &= \mathrm{Var} \left[ \bar{X} \right] \\ &= \mathrm{E} \left[ \left(\bar{X} - \mathrm{E} [\bar{X}]\right)^2 \right] \end{align} \] L’espérance de \(\bar{X}\) se calcule directement en utilisant la linéarité de l’espérance et la définition de la moyenne de la population : \[ \begin{align} \mathrm{E}[\bar{X}] &= \mathrm{E} \left[ \frac{1}{n} \sum_{i=1}^n X_i \right] \\ &= \frac{1}{n} \sum_{i=1}^n \mathrm{E} [X_i] \\ &= \frac{1}{n} \sum_{i=1}^n \mu \\ &= \mu \end{align} \] Ceci démontre que la moyenne d’un échantillon est un estimateur non biaisé de la moyenne de la population.

En substituant ce résultat dans l’expression pour le carré de l’erreur-type nous obtenons \[ \begin{align} S_m^2 &= \mathrm{E} \left[ \left( \bar{X} - \mu \right)^2 \right] \\ &= \mathrm{E} \left[ \bar{X}^2 - 2 \mu \bar{X} + \mu^2 \right] \\ &= \mathrm{E} \left[ \bar{X}^2 \right] - 2\mu \mathrm{E} \left[ \bar{X} \right] + \mu^2 \\ &= \mathrm{E} \left[ \bar{X}^2 \right] - \mu^2 \end{align} \] Il ne reste qu’à déterminer la valeur du premier terme à droite de l’égalité. Les premières étapes ne sont qu’un peu d’algèbre et l’utilisation de la linéarité de l’espérance. \[ \begin{align} \mathrm{E}\left[ \bar{X}^2 \right] &= \mathrm{E}\left[ \left(\frac{1}{n} \sum_{j=1}^n X_j \right)^2 \right] \\ &= \frac{1}{n^2} \mathrm{E}\left[ \sum_{i=1}^n\sum_{j=1}^n X_iX_j \right] \\ &= \frac{1}{n^2} \mathrm{E}\left[ \sum_{i=1}^n\sum_{\substack{j=1 \ j \ne i}}^n X_iX_j + \sum_{i=1}^n X_i^2 \right] \\ &= \frac{1}{n^2} \left( \sum_{i=1}^n\sum_{\substack{j=1 \ j \ne i}}^n \mathrm{E}\left[ X_iX_j \right] + \sum_{i=1}^n \mathrm{E}\left[ X_i^2 \right] \right) \\ \end{align} \] Si nous supposons que les variables \(X_i\) et \(X_j\) sont indépendantes, l’espérance du produit \(X_iX_j\) avec \(i\ne j\) est le produit des espérances3, \[\mathrm{E}[X_iX_j] = \mathrm{E} [X_i] \mathrm{E}[X_j] = \mu^2.\] L’espérance de \(X_i^2\) est liée à la définition de la variance de la population. En effet, \[ \begin{align} \sigma^2 &= \mathrm{E} \left[ (X_i - \mu)^2 \right] \\ &= \mathrm{E} [X_i^2] - \mu^2 \\ \mathrm{E} [X_i^2] &= \mu^2 + \sigma^2. \end{align} \] En substituant ces deux expressions dans le calcul de l’espérance de \(\bar{X}^2\), nous obtenons

\[ \begin{align} \mathrm{E}\left[ \bar{X}^2 \right] &= \frac{1}{n^2} \left( \sum_{i=1}^n\sum_{\substack{j=1 \ j \ne i}}^n \mu^2 + \sum_{i=1}^n \left(\mu^2 + \sigma^2\right) \right) \\ &= \frac{1}{n^2} \left( n(n-1)\mu^2 + n\left(\mu^2 + \sigma^2\right) \right) \\ &= \mu^2 + \frac{\sigma^2}{n} \end{align} \]

Finalement, il ne reste qu’à substituer cette dernière expression dans l’équation décrivant \(S_m^2\) : \[ \begin{align} S_m^2 &= \mu^2 + \frac{\sigma^2}{n} - \mu^2\\ &= \frac{\sigma^2}{n} \end{align} \] L’erreur-type est donc \[ S_m = \frac{\sigma}{\sqrt{n}}. \]

Cette expression est très intéressante parce qu’elle nous informe sur l’impact qu’a la taille de l’échantillon sur l’erreur que nous faisons en approximant la moyenne de la population par la moyenne de l’échantillon. Plus l’échantillon est grand, plus l’erreur est petite ce qui est cohérent avec le fait que l’échantillon le plus grand possible, soit la population en entier, aura une moyenne exactement égale à celle de la population. De plus, la relation n’est pas proportionnelle : doubler la taille de l’échantillon ne diminue pas l’erreur de moitié. Pour cela, il faut quadrupler la taille de l’échantillon.

En pratique, l’écart-type de la population n’est pas connu. Il est donc impossible de déterminer la valeur exacte de l’erreur-type de la moyenne. Par contre, nous pouvons estimer cette valeur en utilisant l’écart-type de l’échantillon plutôt que celui de la population: \[ S_m = \frac{S}{\sqrt{n}} \]

Variance

Essayons maintenant de trouver un estimateur non biaisé pour la variance de la population, c’est-à-dire qui a une espérance égale à la variance de la population.

Supposons que l’estimateur a la même forme que le paramètre : \[ S^2 = \alpha \sum_{i = 1}^n \left( X_i - \bar{X} \right)^2 \] où \(\alpha\) est une constante à déterminer. On peut récrire \(S^2\) différemment : \[ \begin{align} S^2 &= \alpha \sum_{i = 1}^n \left( X_i^2 - 2X_i\bar{X} + \bar{X}^2 \right) \\ &= \alpha \left( \sum_{i = 1}^n X_i^2 - 2 \sum_{i = 1}^n X_i\bar{X} + \sum_{i = 1}^n \bar{X}^2 \right) \\ &= \alpha \left( \sum_{i = 1}^n X_i^2 - 2 \bar{X} \sum_{i = 1}^n X_i + n \bar{X}^2 \right) \\ &= \alpha \left( \sum_{i = 1}^n X_i^2 - 2n \bar{X}^2 + n \bar{X}^2 \right) \\ &= \alpha \left( \sum_{i = 1}^n X_i^2 - n \bar{X}^2 \right) \\ \end{align} \] Pour passer de la troisième à la quatrième ligne, nous avons utilisé la définition de la moyenne de l’échantillon.

L’espérance de \(S^2\) est \[ \begin{align} \mathrm{E}\left[S^2\right] &= \mathrm{E}\left[ \alpha \left( \sum_{i = 1}^n X_i^2 - n \bar{X}^2 \right) \right] \\ &= \alpha \left( \sum_{i = 1}^n \mathrm{E}\left[ X_i^2 \right] - n\mathrm{E}\left[ \bar{X}^2 \right] \right) \\ \end{align} \]

En utilisant les résultats obtenus à la section Erreur-type de la moyenne, nous obtenons \[ \begin{align} \mathrm{E}\left[S^2\right] &= \alpha \left( \sum_{i = 1}^n \left( \mu^2 + \sigma^2 \right) - n\left(\mu^2 + \frac{\sigma^2}{n} \right) \right) \\ &= \alpha \left(n \sigma^2 + n\mu^2 - n\mu^2 - \sigma^2 \right) \\ &= \alpha (n - 1) \sigma^2 \end{align} \]

Pour que \(S^2\) soit non-biaisé, il faut que \( \mathrm{E}(S^2) = \sigma^2 \) et donc, \(\alpha = \frac{1}{n - 1}\) ce qui donne

\[ S^2 = \frac{1}{n - 1} \sum_{i=1}^n (X_i - \bar{X})^2 \]

Conclusion

L’erreur-type \[ S_m = \frac{S}{\sqrt{n}} \] mesure l’écart-type de la moyenne d’un échantillon par rapport à la moyenne de la population. Plus l’échantillon est grand, plus l’erreur-type est petite, et donc meilleure est l’approximation de \(\mu\) par \(\bar{X}\).

La présence du \(n - 1\) au dénominateur de la variance d’un échantillon est nécessaire si nous voulons que la variance de l’échantillon soit un estimateur non biaisé de la variance de la population.


  1. La taille d’une personne n’est pas aléatoire : je mesure 178 cm et Camille mesure 165 cm. Par contre, si nous choisissons une personne au hasard, la taille que nous obtiendrons est aléatoire. Si la population ne consiste que de Camille et moi, la probabilité que la taille d’une personne choisie au hasard dans cette population soit 178 cm est de 50% et la probabilité qu’elle soit de 165 cm est aussi de 50%. 

  2. En général, l’erreur-type d’une statistique est l’écart-type de cette statistique. 

  3. Deux variables aléatoires sont indépendantes si la distribution de probabilité d’une des variables n’est pas affectée par la connaissance de la valeur de l’autre variable. Dans l’exemple de la taille des Canadiens, si les individus sont choisis au hasard dans toute la population, savoir qu’un des individus a une taille de 170 cm ne donne aucune information sur la taille d’un autre individu. Par contre, si on sait que l’échantillon est constitué exclusivement des membres du Club des Grands ou des membres du Club des Petits, alors savoir que la taille d’un individu est de 145 cm nous informe que l’échantillon est composé des membres du Club des Petits. Par conséquent, la taille d’un autre individu dans l’échantillon est probablement petite. Dans ce cas, les tailles ne sont pas indépendantes.