[FIN DU DIRECT] Le président du Paris Saint-Germain Nasser Al-Khelaïfi s'est montré confiant ce jeudi après le tirage au sort de la Ligue des champions. "Nous savions que nous allions affronter de belles équipes, c'est la Champions League, et pour aller loin, il faut jouer contre de grands clubs. Nous sommes impatients de jouer ces très belles affiches". Le PSG a été classé dans le groupe A avec le Real Madrid, le club belge de Bruges et le Galatasaray. Si le président du club parisien reste réaliste quant à ses adversaires, et notamment le Real Madrid qu'il qualifie de "grand club", il admet être prêt à l'affrontement : "Nous sommes le Paris Saint-Germain et nous serons prêts pour ces deux matchs face à eux. Notre objectif est d'aller le plus loin possible. Pour cela, il faudra bien figurer dans cette phase de poules".

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OBS – drawn securities: Any securities such as bonds and preferred stock which have been called for redemption. The term "drawn" arises from the fact that such a redemption is accomplished by the use of lots which are "drawn" or chosen by chance. Source CONT – Les obligations devant faire l'objet d'un amortissement sont désignées par un tirage au sort dont le résultat est publié au Journal officiel sous forme d'un tableau d'amortissement. La liste des numéros tirés au sort doit être publiée au moins vingt jours avant la date de remboursement (Décret n° 49-301 du 28.02.1949). Source

On se donne deux échantillons de taille n, et on veut savoir si leur moyennes sont significativement différentes. Pour cela, on commence par calculer les moyennes et leur différences. Ensuite on recommence, mais en prenant deux échantillons de taille n au hasard dans nos 2n valeurs. Et on continue jusqu'à avoir une bonne estimation de la distribution de ces différences. Ensuite, on regarde où notre différence initiale se trouve dans cette distribution : on rejette l'hypothèse d'égalité si elle semble trop marginale.

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There is one fairly common circumstance in which both convergence problems and the Hauck-Donner phenomenon (and trouble with \sfn{step}) can occur. This is when the fitted probabilities are extremely close to zero or one. Consider a medical diagnosis problem with thousands of cases and around fifty binary explanatory variables (which may arise from coding fewer categorical factors); one of these indicators is rarely true but always indicates that the disease is present. Then the fitted probabilities of cases with that indicator should be one, which can only be achieved by taking \hat\beta_i = \infty. The result from \sfn{glm} will be warnings and an estimated coefficient of around +/- 10 [and an insignificant t value].

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L'outil est travaillé aussi bien pour un petit nombre de tirages, 2 à 30 tirages, que pour les longues séries 40 à 10 000 tirages. Pour les grands nombres de tirages, l'exécution peut prendre un peu de temps et si le chiffre est trop grand mettre votre navigateur en difficulté; c'est pourquoi nous vous recommandons de ne pas faire de trop nombreux tirages à la fois.

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C'est en particulier ce que l'on utilise si Y est qualitative. Dans ce cas, on peut chercher P(y=0) ; mais comme une probabilité est toujours comprise entre 0 et 1, on n'arrivera pas à l'exprimer comme combinaison linéaire de variables quantitatives auxquelles on ajoute du bruit. On applique alors à cette probabilité une bijection g entre l'intervalle [0;1] et la droite réelle (on dit que g est un lien). On essaye alors d'exprimer g(P(y=0)) comme combinaison linéaire des variables prédictives.

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There is a little-known phenomenon for binomial GLMs that was pointed out by Hauck & Donner (1977: JASA 72:851-3). The standard errors and t values derive from the Wald approximation to the log-likelihood, obtained by expanding the log-likelihood in a second-order Taylor expansion at the maximum likelihood estimates. If there are some \hat\beta_i which are large, the curvature of the log-likelihood at \hat{\vec{\beta}} can be much less than near \beta_i = 0, and so the Wald approximation underestimates the change in log-likelihood on setting \beta_i = 0. This happens in such a way that as |\hat\beta_i| \to \infty, the t statistic tends to zero. Thus highly significant coefficients according to the likelihood ratio test may have non-significant t ratios.

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The first approach, being a kind of compendium model presently exercised by all UNESCO world reports with the exceptions of the World Education Report and the World Culture Report, is a major activity of the Organization and should be maintained through a reporting mechanism at longer intervals (e.g. every four to six years), whereas the second approach demands an appropriate timing as well as addressee, such as the General Conference of UNESCO, at two-year-intervals. unesdoc.unesco.org

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