Tout est expliqué ici : http://www.generation-nt.com/gadget-mydeezer-telechargement-755121.html

Voici un petit lien intéressant pour les fans de Deezer, qui souhaitent écouter leurs playlists depuis leur bureau…

Bonjour,

Voici un petit module Adobe Air pour Deezer.
Air permet d’apporter du contenu Flash ou Ajax sur le bureau sous form de Widget.

Vous devez télécharger Adobe Air pour utiliser le Widget (15 mo) : http://get.adobe.com/fr/air/

Deezer Air Player 0.1 (26 ko) : http://www.quezako.com/files/Deezer.air

Versions
Deezer Air Player 0.1 :
- fenêtre de paramètres : id playlist, id user, langue, autoplay
- les paramètres sont sauvegardés

Todo
- fenêtre d’aide
- copier directement lien entier d’une playlist
- ajouter les smartradios
- ajouter le grand player
- ajouter les options de couleurs

Alors il s’agit d’une première version, qui sera donc améliorée… Il est vrai que le design n’est pas top, la non réduction de la fenêtre à côté de l’horloge ne présente pas d’avantage par rapport à une fenêtre internet mais c’est rapide au chargement! L’intérêt de ce widget n’est pas de remplacer le site alors c’est bien normal de ne pas retrouver tout à l’identique comme sur le site!

En attendant la prochaine fenêtre d’aide : pour récupérer votre identifiant et votre numéro de playlist, sur le site, sélectionnez une playlist, cliquez sur partager et copiez/collez la séquence après “&id=” pour l’identifiant d’utilisateur et celle après “path=” pour l’identifiant de la playlist que vous souhaitez écouter…

• La première statistique à regarder est le test de nullité simultanée des coefficients, test de Fisher, qui permet de savoir si au moins une variable joue bien son rôle de variable explicative (rejet du test) ou si le modèle est bon à mettre à la poubelle (acceptation du test). Non disponible ici…

• Le R² , coefficient de détermination, est une mesure de l’adéquation du modèle aux données observées, c’est la part de variance expliquée par le modèle[1]. Il est compris entre 0 et 1 lorsque le modèle possède une constante. Plus il est proche de 1, plus le modèle est bon.

L’inconvénient majeur est que le R² augmente mécaniquement avec l’augmentation du nombre de variables dans le modèle. Donc le R² est inopérant lorsque l’on veut comparer des modèles comportant un nombre différent de variables. Dans ce cas, on peut utiliser le coefficient de détermination ajusté :

Où est n est le nombre d’observations et p le nombre de régresseurs (variables explicatives du modèle).

• Pour savoir quelles variables sont significativement différentes de 0 (test de Student d’égalité du paramètre associée à la variable à zéro), on compare la p-value ou p-valeur  (degré de signification ie probabilité que les différences observées dans l’échantillon n’existe pas dans la population) à α=0.05 (ie à 95%). T de Student=valeur du coefficient/ écart-type pour chaque variable et la p-value est la probabilité que sous H₀ la statistique de test T de Student prenne une valeur au moins aussi extrême que celle observée.

-  Dans un test unilatéral avec W = {T > z} alors pvalue = P(T > tobs|H₀)

-  Dans un test bilatéral avec W = {|T| > z} alors pvalue = 2P(T > tobs |H₀), si tobs > E(T ).

=>Règle de décision :

-   Si pvalue < α : rejet de H₀ donc le coefficient est significativement différent de 0.

-   Sinon on ne rejette pas H₀ donc on accepte l’hypothèse nulle donc la nullité du coefficient associé à la variable, qui n’explique donc pas la variable à expliquer.

Remarque : on préfère l’erreur de 1^ere espèce α car β, l’erreur de 2^eme espèce est difficile à évaluer.

• On peut écrire le modèle :

On plusieurs (p=2) régresseurs susceptibles d’expliquer la variable “y” et n observations

y₁, · · · , y_n pour la variable expliquée, et pour chaque observation, l’observation correspondante (x₁₁, · · · , x_1p), · · · , (x_n1, · · · , x_np) des p régresseurs ; on suppose que le modèle s’écrit pour l’observation i :

où :

H1, les ε_i sont centrées ie E(ε_i)=0 ;

H2, les ε_i sont non correlées ie cov(ε_i ε_j )=0 pour i différent de j;

H3 (homoscédasticité), les ε_i i ont même variance (inconnue) σ².

Objectif (technique) : expliquer au mieux les y_i comme combinaison linéaire des régresseurs, c’est-à-dire minimiser (méthode des Moindres au Carré Ordinaire MCO) :

[1] Il existe d’autres critères pour comparer des modèles : AIC, BIC, …

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Introduction

Les tests permettent de vérifier la validité de certaines hypothèses faites sur un ou plusieurs paramètres et peuvent être relatifs à une ou plusieurs populations. On peut differencier les tests suivant les hypothèses à tester :

–  tests de conformité : comparer le paramètre inconnu à une valeur théorique.

–  tests d’égalité : comparer entre eux les paramètres de différentes populations.

–  tests d’ajustement : vérifier si la variable observée suit une loi théorique donnée.

– tests d’indépendance : contrôler l’indépendance de deux (ou plusieurs) variables issues d’une même population.

Les deux  premiers sont des tests  paramétriques alors que les deux derniers des tests  non paramétriques.

Vocabulaire et Généralités

• Test d’hypothèses

Un test consiste à confronter deux hypothèses sur la base de l’information dont on dispose grâce à l’observation de l’échantillon. Un test est compose de 4 éléments :

-observations

-le modèle statistique d’où proviennent les données dépendant d’un paramètre inconnu

-une hypothèse principale portant sur θ, appelée hypothèse nulle

-une règle de décision : on accepte H₀ si T (x₁, . . . , x_n) ∈ W, où W est une zone de valeurs improbable pour T (x₁, . . . , x_n) sous H₀, appelée région de rejet.

• Hypothèses

On considère le modèle paramétrique (Ω, A{P_θ, θ ∈ Θ}) et T (x₁, . . . , x_n)  une fonction des observations à valeurs dans E. On sélectionne deux parties de Θ : Θ₀ et Θ₁ disjointes, mais pas forcement complémentaires et on définit :

–  H₀ : θ ∈ Θ₀ : hypothèse nulle

–  H₁ : θ ∈ Θ₁ : hypothèse alternative, ie non H₀.

On dit que l’on teste H₀ contre H₁ .

Def : On dit que l’hypothèse H₀ est simple si Θ₀ = {θ₀}, sinon elle est dite multiple (ou composite).

En général on prendra comme hypothèse H₀ une hypothèse simple.

Def : Si on teste H₀ : θ = θ₀ contre H₁ : θ = θ₀, alors on dit que le test est bilatéral. Si on teste H₀ : θ = θ₀ contre H₁ : θ > θ₀ (resp. H₁ : θ < θ₀) , alors on dit que le test est unilatéral droit (resp. gauche).

A partir de l’échantillon on observe une valeur de T (x₁, . . . , x_n)  sur laquelle on basera le choix de H₀ ou H₁. T (x₁, . . . , x_n) est appelée statistique de test.

Def. : Soit W une partie de E, appelée région critique ou région de rejet.

–  Si T ∈ W , alors on rejette H₀ et on accepte H1.

–  Si T ∈ W_c, alors on accepte H₀, La partie W_c = E\W est la région d’acceptation.

• Risques associés aux hypothèses

On  prend  une  décision qui  dépend  des  observations, à  chaque  décision on  prend  le  risque de commettre une erreur. Comme la décision est basée sur la variable aléatoire T , on caractérise chaque erreur par sa probabilité, que l’on appelle risque.

Def. :

1.  On appelle risque de 1^re espèce la valeur α(θ) qui est : α(θ) = P_θ(T ∈ W ) = P_θ(T ∈ W |H₀)

avec θ ∈ Θ0, i.e. la probabilité de choisir H1  alors que H0  est vraie (avoir un faux positif),

2.  On appelle risque de 2^e espèce la valeur β(θ) qui est : β(θ) = P_θ(T  ∈ W ) = P_θ(T  ∈ W |H₁)

avec θ ∈ Θ₁, i.e. la probabilité de choisir H₀ alors que H₁ est vraie.

3.  Soit H₀ : θ ∈ Θ₀ hypothèse multiple et α(θ) le risque de première espèce pour θ ∈ Θ₀. On appelle niveau du test la valeur α telle que α = supθ∈Θ₀.

4.  On appelle puissance d’un test la probabilité de rejeter H₀ alors qu’elle est effectivement fausse c’est-à-dire η(θ) = P_θ(T  ∈ W |H1) = 1 − β(θ). On parle de fonction puissance dans le cas d’une hypothèse alternative multiple.

Rq. :

1.  Si H₀ est simple α = α(θ₀).

2.  α et β sont interdépendants car ils dépendent de W et W_c.

3. Plus le risque β est petit, plus le test est puissant. On considérera plus souvent la puissance que l’espérance de 2^eme espèce.

4.  Le niveau correspond à l’erreur maximum que l’on peut commettre en rejetant H₀.

On souhaite de faibles risques d’erreur. L’idéal α=β=0 est impossible donc on trouve un compromis.

APPLICATION AU TEST DU KHI2 :

http://alea.fr.eu.org/j/pdf/khi2.pdf

-test d’adéquation à une loi de probabilité

-test d’homogénéité : comparaison d’échantillons issus de populations différentes

-test d’indépendance sur données qualitatives

L’IC est une mesure du degré de précision d’une estimation, car il existe deux sources principales d’imprécision :

-          n, le nombre d’observations, est fini et souvent faible ; d’après la formule de l’IC (ci-dessous), quand n augmente, la précision de l’estimation augmente ie l’amplitude de l’IC diminue, (remarque quand n tend vers l’infini, l’estimation est exacte, il s’agit de la vraie valeur du paramètre, puisque on utilise toute l’information),

-          l’erreur de mesure, c’est pourquoi on utilise une estimation par IC, pour « relativiser » les résultats.

A 95%, u _α/2 = 1.96. Cette formule s’applique pour une variance (donc un écart type) connu.  L’IC s’interprète alors comme suit : il y a 95% de chances que «variable » se situe entre … et …

http://perso.univ-rennes1.fr/arthur.charpentier/cours-rappels-stats-M1.pdf

A 100 mètres de la mer, propriétaire vend maison en parfait état : séjour avec cheminée, coin cuisine équipée, 3 chambres, salle de bain/WC, véranda, convecteurs dans toutes les pièces, terrasse, jardins (à l’avant et  à l’arrière), garage attenant, parking privé à 40 mètres.

Cette maison est située dans un village habité à la belle saison, le long de la plage. Gardien à l’année. Voirie entièrement refaite en 2007-2008. Ligne téléphonique enterrée. Faibles charges. Pas de gros travaux à prévoir.

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