PMO28-1

อลกอรทมใหมโดยใชควอนไทลของภาวะนาจะเปนเพอสรางชวงความเชอมน

ส าหรบความแตกตางระหวางสองสดสวน A Novel Algorithm Using Quantile Likelihood to Construct the Confidence Intervals

for the Difference Between Two Proportions

โชตกา วฒสาร (Chotikar Vuthisarn)* เบญจมาศ ตลยนตกล (Benjamas Tulyanitikul)** ดร.พทธชนก ศรสรเดชชย (Dr.Patchanok Srisuradetchai)**

บทคดยอ งานวจยนผวจยไดเสนออลกอรทมใหมแทนการวเคราะหเชงสถตทางตรงเพอสรางชวงความเชอมนส าหรบความแตกตางระหวางสองสดสวน นนคอ อลกอรทมควอนไทลของภาวะนาจะเปน (QL) โดยน าหลกการของชวงความเชอมนโดยวธบตสแตรปภายใตตวประมาณมธยฐานไมเอนเอยง (MUE) และอลกอรทมการเลอกตวอยางแบบเลอกซ าทส าคญ (SIR) มาปรบใช แลวน าไปเปรยบเทยบกบวธวลด วธไฮบรด วธเบส วธ MUE และ อลกอรทม SIR ผลการศกษาพบวาทง 5 วธใหผลดกวาวธวลดในทกลกษณะประชากร และชวงทไดจากอลกอรทม QL ใหคาความนาจะเปนคมรวมใกลเคยงกบวธ SIR วธเบส วธ MUE และวธไฮบรด ในหลายสถานการณ นอกจากนอลกอรทม QL นเกดจากการใชพารามเตอรโดยตรง ดงนน ชวงความเชอมนของ 1 2p p ทได จะอยในชวง 1,1 เสมอ และสามารถหาชวงความเชอมนในกรณท 1p และ 2p เทากบศนยได โดยสรปแลว ชวงความเชอมนโดยอลกอรทมควอนไทลของภาวะนาจะเปนสามารถสรางชวงความเชอมนไดดใกลเคยงชวงทดอยางวธไฮบรด วธเบส และวธ MUE ไดในหลายกรณทศกษา

ABSTRACT This research proposes a novel algorithm instead of direct statistical analysis for construction the confidence intervals for the difference between two proportions which is named Quantile likelihood (QL). This algorithm, using the concept of fully specified bootstrap based on the median unbiased estimator and SIR algorithm, is applied to construct the confidence intervals and then compare to those obtained from Wald, hybrid, Bayes, MUE and SIR algorithm confidence intervals. The result shows that theses 5 method are preferable than the Wald method in all population characteristics and confidence intervals obtained from QL algorithm give the similar coverage probability to those of SIR algorithm, MUE and hybrid method in several situations. Moreover, QL algorithm directly used sampled of the parameters. Therefore, confidence intervals of 1 2p p are definitely in 1,1 and can construct a confidence interval of 1 2p p in case that 1p and 2p are equal to zero. In short, QL algorithm can produce as good a confidence interval similar to hybrid Bayes and MUE method which are the efficient method.

ค าส าคญ: อลกอรทมควอนไทลของภาวะนาจะเปน อลกอรทมการเลอกสมการเลอกตวอยางแบบเลอกซ าทส าคญ ความนาจะเปนคมรวม

Keywords: Quantile Likelihood algorithm, Sampling Importance Resampling algorithm, coverage probability * นกศกษา หลกสตรวทยาศาสตรมหาบณฑต สาขาวชาคณตศาสตรและสถต คณะวทยาศาสตรและเทคโนโลย มหาวทยาลยธรรมศาสตร ** ผชวยศาสตราจารย สาขาวชาคณตศาสตรและสถต คณะวทยาศาสตรและเทคโนโลย มหาวทยาลยธรรมศาสตร

377

PMO28-2

บทน า

การประมาณคาแบบชวงส าหรบสดสวนประชากร (Proportion) เปนทสนใจศกษาและเปรยบเทยบอยางกวางขวาง โดยพารามเตอรทสนใจ คอ p เปนพารามเตอรสดสวนของการแจกแจงทวนาม แทน ความนาจะเปนของการเกดเหตการณทสนใจ ทมฟงกชนมวลความนาจะเปน ( )f y (1 )n y n y

yC p p , 0,1, ,y n K โดยทตวแปรสม Y แทน จ านวนครงของการเกดเหตการณทสนใจจากการทดลองสมทงหมด n ครง หรอ ,Y B n p: ส าหรบชวงความเชอมนของสดสวนสองกลมประชากรโดยใชแนวคดของการแจกแจงเชงเสนก ากบ หรอวธวลด (Wald) ซงเปนทรจกและนยมน ามาใชกนอยางแพรหลาย เมอก าหนดให 1 1 1,Y B n p: และ 2 2 2,Y B n p: จะไดวาชวงความเชอมน 1 100% ของ 1 2p p คอ 1 2 1 1 1 2 2 2

12

ˆ ˆ ˆ ˆ ˆ ˆ1 / 1 /p p Z p p n p p n

โดยท

ˆ / i i ip y n ; 1,2i และ 1 2Z แทน ควอนไทลท 1 2 ของการแจกแจงปรกตมาตรฐาน แตอยางไรกตาม จากการทบทวนวรรณกรรมพบวาชวงความเชอมนทไดจากวธวลดมแนวโนมทใหคาความนาจะเปนคมรวม (Coverage Probability: CP) ต ากวาสมประสทธความเชอมน (Confidence Coefficient) ทก าหนด เมอตวอยางขนาดเลก หรอ กรณขนาดตวอยางเลกและคา p เขาใกล 0 หรอ 1 จงมนกวจยเสนอการสรางชวงความเชอมนประเภทนในวธตาง ๆ หลายวธ เชน ชวงความเชอมนแบบวธไฮบรด (Hybrid) ของ Newcombe R G. (1998) ชวงความเชอมนโดยวธแบบเบสทใชการแจกแจงกอน (Prior Distribution) คอ การแจกแจงแบบเอกรป (Uniform Distribution) เสนอโดย Carlin B P, Louis T A. (2009) ชวงความเชอมนโดยวธบตสแตรปภายใตตวประมาณมธยฐานไมเอนเอยง (MUE) ของ Yan et al. (2009) และชวงความเชอมนโดยอลกอรทม SIR น าเสนอโดย โชตกา วฒสาร รมดา ศรเหรา และ พทธชนก ศรสรเดชชย (รอตพมพ) ทใชหลกการอลกอรทมการเลอกตวอยางแบบเลอกซ าทส าคญ (Sampling Importance Resampling: SIR) ทเสนอโดย Rubin D B. (1987, 1988) ซงเปนอลกอรทมทมจดประสงคหลกในการสรางตวอยางทมการแจกแจงภายหลง (Posterior Distribution) และน าตวอยางทไดไปหาชวงความมนส าหรบความแตกตางระหวางสองสดสวน เปนตน

ในงานวจยนผวจยไดเสนอชวงความเชอมนส าหรบความแตกตางระหวางสองสดสวนโดยอลกอรทมควอนไทลของภาวะนาจะเปน (Quantile Likelihood: QL) ซงเปนการน าหลกการของวธ MUE ของ Yan et al. (2009) และ วธอลกอรทม SIR มาปรบใชในการสรางชวงความเชอมนส าหรบความแตกตางระหวางสองสดสวน และเนองจาก วธอลกอรทมควอนไทลของภาวะนาจะเปนเกดจากพารามเตอรโดยตรง ดงนนชวงความเชอมนของ 1 2p p โดยอลกอรทมนจะไดขดจ ากดบนและขดจ ากดลางอยในชวง 1,1 เสมอ ในขณะทชวงความเชอมนส าหรบความแตกตางระหวางสองสดสวนทไดจากวธแบบวลด วธแบบไฮบรด และ วธแบบเบส ไมไดจ ากดอยในชวง 1,1 นอกจากน วธอลกอรทมนยงสามารถค านวณหาชวงความเชอมนไดในกรณทคาตวแปรสม 1 1 1,Y B n p: และ 2 2 2,Y B n p: มคาเปนศนย ซงชวงความเชอมนวธวลดจะไมสามารถค านวณได

วตถประสงคการวจย เพอพฒนาอลกอรทมใหมส าหรบชวงความเชอมนส าหรบความแตกตางระหวางสองสดสวน ศกษาและ

เปรยบเทยบประสทธของการประมาณชวงความเชอมนของ 1 2p p ทงหมด 6 วธไดแก ชวงความเชอมนโดยวธวลด (Wald: WL) วธไฮบรด(Hybrid: HYB) วธเบส (Bayes : BAY) วธ MUE วธอลกอรทม SIR และวธอลกอรทม QL

378

PMO28-3

วธการวจย ก าหนดให 1 1 1,Y B n p: และ 2 2 2,Y B n p: โดยท ˆ

ip คอ สดสวนตวอยางทมลกษณะทสนใจจากประชากรกลมท i และ

in คอ ขนาดตวอยางของกลมท i เมอ 1,2i ในการศกษาจะมขนตอนหลก ๆ เปนดงน 1) ทบทวนวรรณกรรมทเกยวของกบชวงความเชอมนส าหรบความแตกตางระหวางสองสดสวน 2) ศกษาแนวคดของชวงความเชอมนส าหรบความแตกตางระหวางสองสดสวนโดยวธ MUE และวธอลกอรทม

SIR พรอมทงน าเสนออลกอรทมใหมส าหรบสรางชวงความเชอมนส าหรบความแตกตางระหวางสองสดสวนในงานวจยน ซงกคอ ชวงความเชอมนส าหรบความแตกตางระหวางสองสดสวนโดยอลกอรทมควอนไทลของภาวะนาจะเปน (Quantile Likelihood: QL)

3) ศกษาเชงการจ าลองโดยแบงเปน 4 สถานการณ ดงน สถานการณท 1: ผลตาง 1 2p p มคานอยมากและประชากรทงสองสมมาตร คอ 1 2 0.5p p สถานการณท 2: ผลตาง 1 2p p มคานอยมากและประชากรทงสองเบ คอ 1 2 0.05p p สถานการณท 3: ผลตาง 1 2p p มคาในระดบกลาง คอ 1 20.75, 0.25p p สถานการณท 4: ผลตาง 1 2p p มคาในระดบสง คอ 1 20.95, 0.05p p

ในแตละสถานการณก าหนดขนาดตวอยาง in ทใชกรณศกษาของทงสองประชากรมคาเปน 10, 30, 50 และ 100 4) จ าลองคา 1y และ 2y จาก 1 1,B n p และ 2 2,B n p แลวค านวณชวงความเชอมน 95% ของความแตกตาง

ระหวางสองสดสวนตามสตร ดงน 4.1 วธวลด: 1 2 1 1 1 2 2 2

12

ˆ ˆ ˆ ˆ ˆ ˆ1 / 1 /p p Z p p n p p n

4.2 วธไฮบรด: 1 1 2 2

1 2

1 22

1 1ˆ ˆ

l l u uLCL p p Z

n n

และ

1 1 2 2

1 2

1 22

1 1ˆ ˆ

u u l lUCL p p Z

n n

โดยท คา il และ iu คอ คา ip ทไดจากการแกสมการ

2

1ˆ /

i i

i i

i

p pZ p p

n

และ ,i iu l 1,2i

4.3 วธเบส: 1 2 /2 1 2ˆ ˆ ˆ ˆ( ) ( )p p Z V p V p โดยท 1

ˆ2

ii

i

yp

n

และ

ˆ ˆ1ˆ

3

i i

i

i

p pV p

n

, 1, 2i

4.4 วธ MUE : เปนวธประมาณคาพารามเตอรสดสวน 1p และ 2p ทท าใหคาสงเกต 1y และ 2y เปนคามธยฐาน ตามล าดบ โดยใชแนวคดบตสแตรปแบบองพารามเตอร (Parametric Bootstrap) โดยมขนตอนดงน

ก าหนดให แทน ความแตกตางของสดสวน จะไดวา 1 2 1,1p p และ

gp% คอ ตวประมาณมธยฐานไมเอนเอยง ของ gp จะไดวา

; 1,2

2

L U

g g

g

p pp g

% %%

โดยท Pr 0.5L

g g g gY y p p % และ Pr 0.5U

g g g gY y p p %

จากความสมพนธระหวางการแจกแจงสะสมเบตาและทวนาม (Cumulative Beta and Binomial Distribution) จะไดวา 1 0.5 , 1L

g g g gp F y n y % และ 1 0.5 1,U

g g g gp F y n y % เมอ L

gp% คอ คาควอนไทลท 0.5 ของการแจกแจงเบตาท gy และ 1g gn y และ U

gp% คอ คาควอนไทลท 0.5 ของการแจกแจงเบตาท 1gy และ g gn y เราจะได 1p% และ 2p% เปนตวประมาณมธยฐานไมเอนเอยงส าหรบ 1p และ 2p ตามล าดบ จากนนแทนในฟงกชนมวลความนาจะเปนรวม (Joint Probability Mass Function) ซงกคอ

379

PMO28-4

1 1 2 2

1 1 2 21 2

1 2 1 2 1 1 2 2

1 2

Pr , , 1 1n y n y

y y y yn n

y y p p p p p py y

% % % % % % (*)

ก าหนดให *

gy คอ ตวอยางบตสแตรปแบบองพารามเตอร (Parametric Bootstrap Sample) *

1 1 1,Y B y p%: และ *

2 2 2,Y B y p%: โดยท * *

1 2,y y จะมจ านวนทงหมด 1 1n และ 2 1n ตามล าดบ และแทนในสมการท (*) ซงเราจะสามารถหา *

1 2p p % % % ไดทงหมด 1 21 1n n จ านวน จากนนเรยง *% จากนอยไปมาก แลวค านวณความนาจะเปนสะสม (Cumulative Probability) จากน นสรางชวงความเชอมน 100 1 % ส าหรบ % โดย

การประมาณคาในชวงเชงเสน (Linear Interpolation) คอ

L U U L

q

U L

q q

% %% เมอ U คอ ควอนไทล

ใกลสดทมากกวา q และ L คอ ควอนไทลใกลสดทนอยกวา q โดยท / 2, 1 / 2q ดงนน ชวงความเชอมน 100 1 % ส าหรบ % คอ

/2

/ 2 / 2L U U L

U L

LCL

% %% และ

1 /2

1 / 2 1 / 2L U U L

U L

UCL

% %% (**)

4.5 วธอลกอรทม SIR : ขนตอนในการหาชวงความเชอมนส าหรบความแตกตางระหวางสองสดสวนดงน ก าหนดคาสงเกต 1y และ 2y จากการทดลองทวนาม 1 1,B n p และ 2 2,B n p โดยท

1n และ 2n เปนคาท

ทราบและ 1p และ 2p เปนพารามเตอรทสนใจทไมทราบ และให การแจกแจงกอนของ 1p และ 2p มการแจกแจง เอกรปบนชวง (0,1) 4.5.1 สมตวอยาง 1 2 1 21

, , , ,m

p p p pK จากการแจกแจงกอน โดยท ip และjp ใด ๆ เปนอสระตอกน

4.5.2 ค านวณน าหนกใหแตละ 1 2,i

p p จาก 1 2 1 2 1 2

1

, , / ,m

i i ii

w p p L p p L p p

โดยท 1 1 2 21 2

1 2 1 1 2 2, 1 1n y n yy yL p p p p p p

4.5.3 สมตวอยาง * *

1 2 1 21, , , ,

np p p pK (ขนาด n ) แบบคนทจาก 1 2 1 21

, , , ,m

p p p pK ดวย

ความนาจะเปน 1 2,i

w p p ในขนท 2)

4.5.4 ค านวณ * *

1 2 1 21, ,

np p p p K แลวหาควอนไทลท 2 และ 1 2 ซงคอ ขดจ ากดลางและ

บนของชวงความเชอมน 1 100% ในขนตอนวธขางตนน ผวจยไดทดลองหาคา ( , )m n ทเหมาะสมโดยลองผดลองถก (Trial and Error) พบวา

5,000m และ 3,000n จะใหชวงความเชอมนทมความนาจะคมรวมสงแตใชเวลาไมมาก (นอยกวา 10 วนาท) 5) เปรยบเทยบคาประมาณความนาจะเปนคมรวม ความยาวชวง และเปอรเซนตของขดจ ากดบนและลางของชวงทสงกวา +1 และต ากวา –1 ทไดจาก 5 วธทกลาวในขางตน และวธอลกอรทม QL ทน าเสนอขนในงานวจยครงน โดยใชการจ าลองมอนตคารโลซงมจ านวนท าซ า 5,000 ครง 6) ทดสอบวาชวงทไดจะ CP เทากบ .95 หรอไม โดยพจารณาจากทดสอบสมมตฐาน 0 : CP 0.95H ซงเปนไปตามนยามทใหไวใน Rohde (2014) ในทนก าหนดระดบนยส าคญเทากบ .01 หากคา CP จากการจ าลองมอนตคารโล มากกวาหรอเทากบ .990.95 0.95(0.05) / 5000 0.94z จะไมสามารถปฏเสธสมมตฐานวางไดและสรปวา ชวงความเชอมนนม CP เทากบ .95 ทระดบนยส าคญ .01

380

PMO28-5

ผลการวจย ผลการวจยจะแบงออกเปน 2 สวน คอ ชวงความเชอมนโดยอลกอรทม QL ทน าเสนอ และผลการศกษาเชงจ าลอง

1. ขนตอนวธทใชหาชวงความเชอมน น าเขา: คาสงเกต 1y และ 2y จากการทดลองทวนาม 1 1,B n p และ 2 2,B n p โดยท

1n และ 2n เปนคาททราบ

อลกอรทม: 1) ค านวณภาวะนาจะเปน

1 1

1 11

1 1 1 1

1

1n y

y yn

L L p p py

และ

2 22 22

2 2 2 2

2

1n y

y yn

L L p p py

2) ค านวณภาวะนาจะเปนรวม

1 1 2 2

1 1 2 21 2

1 2 1 2 1 1 2 2

1 2

, 1 1n y n y

y y y yn n

L p p L L p p p py y

(***)

3) ในขนตอนนเปนการน าแนวคดของวธบตสแตรปภายใตตวประมาณมธยฐานไมเอนเอยง (MUE) จะสงเกตไดวา ว ธบตสแตรปภายใตตวประมาณมธยฐานไมเอนเ อยงจะใชว ธการเปลยนคาของ *

1 1 1,Y B y p%: และ *

2 2 2,Y B y p%: ทกคาทเปนไปไดท งหมด แตส าหรบอลกอรทมควอนไทลของภาวะนาจะเปนน เราจะเปลยน 1 2, 0,1p p โดยเพมขนคราวละ 0.005 แทน ซงจะน าคอนดบ 1 2,p p ทกคทเปนไปไดแทนในสมการ ***

เพอค านวณภาวะนาจะเปนรวม 1 2,L p p พรอมทงค านวณความแตกตางระหวางสองสดสวน 1 2p p 4) เนองจากคาทไดจากการค านวณในสมการ *** นน คอคาภาวะนาจะเปนรวมของ 1p และ 2p เราจงค านวณน าหนกเพอใหไดความนาจะเปนซงวธดงกลาวเปนการน าแนวคดจากอลกอรทมการเลอกตวอยางแบบเลอกซ าทส าคญ (SIR) โดยมสตรการค านวณดงน

1 2*

1 2

,

,

L p pL

L p p

381

PMO28-6

ตวอยางท 1 การค านวณ ก าหนดให 1y และ 2y มการแจกแจงทวนาม 1 150, 0.75B n p และ 2 2100, 0.25B n p

ตารางท 1 แสดงการค านวณความนาจะเปน *L

ตวอยาง 1p 2p 1 2p p 1 2 1 2,L p p L L

1 2*

1 2

,

,

L p pL

L p p

1 0 0 0 0 0 2 0 0.005 -0.005 0 0

M

M

M 200 0 0.995 -0.995 0 0 201 0 1 -1 0 0 202 0.005 0 0.005 0 0 203 0.005 0.005 0 7.18E-98 9.25E-99

M

M

M 401 0.005 0.995 -0.99 1.32E-226 1.70E-227 402 0.005 1 -0.995 0 0

M

M

M 20200 0.5 0.495 0.005 2.01E-11 2.59E-12 20201 0.5 0.5 0 1.16E-11 1.49E-12 20202 0.5 0.505 -0.005 6.57E-12 8.46E-13

M

M

M 20300 0.5 0.995 -0.495 4.34E-161 5.59E-162 20301 0.5 1 -0.5 0 0

M

M

M 40000 0.995 0 0.995 0 0 40001 0.995 0.005 0.99 6.82E-52 8.78E-53

M

M

M 40399 1 0.99 0.01 0 0 40400 1 0.995 0.005 0 0 40401 1 1 0 0 0

5) ค านวณความนาจะเปนทจะไดผลตาง 1 2p p คอ 1 2P P P P โดยจะรวมคาน าหนก ความนาจะเปนทไดจากขนท 4 ทกคาทคาความแตกตางเทากบ ทเปนไปไดทงหมดเชน

1 2

1 2

1 2

0.6, 0

0.605, 0.0050.6

1, 0.4

p p

p p

p P

M M

ดงนน *

1 20.6 , 0 0.005594171.6P L p p ซงจะไดดงตารางท 2

382

PMO28-7

6) ค านวณชวงความเชอมน 100 1 % ของ 1 2p p โดยค านวณความนาจะเปนสะสม (Cumulative Probability) แลวใชการประมาณคาในชวงเชงเสน (Linear Interpolation) ดงในสมการ ** เพอสรางชวงความเชอมน ซงจะไดดงตารางท 3

ตารางท 2 แสดงการค านวณน าหนกความนาจะเปนของคาความแตกตาง ทเปนไดทงหมด P

P -1 0

-0.995 0

M M 0.305 0.002924285 0.31 0.003309058

0.315 0.003731738

M M 0.6 0.005594171

0.605 0.004887296 0.61 0.004241349

M M 0.995 0

1 0

ตารางท 3 แสดงการค านวณชวงความเชอมนส าหรบความแตกตาง ระหวางสองสดสวน

P -1 0 0

-0.995 0 0

M M M 0.305 0.002924285 0.021523 0.31 0.003309058 0.024832

M M M 0.6 0.005594171 0.969513

0.605 0.004887296 0.9744

M M M 0.995 0 1

1 0 1 หมายเหต หมายถง ความนาจะเปนสะสม (Cumulative Probability)

383

PMO28-8

ดงนน ชวงความเชอมน 95% ของ 1 2p p คอ

/2

1 /2

0.31 0.028564 0.315 0.0248320.3102

0.028564 0.024832

0

0.025 0.025

0.605 0.97841 0.2.975 0.975628 0.97440.6057

0.97841 0.9744

LCL

UCL

%

%

น าออก: ขดจ ากดลางและบนของชวงความเชอมน 1 100%

2. ผลการศกษาเชงจ าลอง ในการเปรยบเทยบคาประมาณความนาจะเปนคมรวม ความยาวของชวงและเปอรเซนตทขดจ ากดลางและบนออก

นอกชวง 1, 1 โดยไดท าการทดลองมอนตคารโลในทง 4 สถานการณ สรปไดดงน ตารางท 4 คาประมาณความนาจะเปนคมรวม (CP) ความยาว (Length) ของชวงความเชอมน 95% ส าหรบสถานการณท 1 : 1 20.5, 0.5p p

1n 2n วธ CP Length 1n 2n วธ CP Length 1n 2n วธ CP Length

10

10

WL 0.9070 0.8295

30

30

WL 0.9537 0.4974

50

50

WL 0.9445 0.3880 HYB 0.9586 0.7228 HYB 0.9540 0.4698 HYB 0.9445 0.3743 BAY 0.9586 0.7407 BAY 0.9540 0.4753 BAY 0.9445 0.3772 MUE 0.8899 0.7851 MUE 0.9386 0.4948 MUE 0.9414 0.3940 SIR 0.9585 0.7345 SIR 0.9542 0.4731 SIR 0.9501 0.3755 QL 0.9573 0.7359 QL 0.9489 0.4739 QL 0.9431 0.3764

30

WL 0.9209 0.6843

50

WL 0.9452 0.4462

100

WL 0.9467 0.3367 HYB 0.9476 0.5921 HYB 0.9503 0.4211 HYB 0.9469 0.3247 BAY 0.9459 0.6226 BAY 0.9503 0.4291 BAY 0.9469 0.3288 MUE 0.9437 0.6649 MUE 0.9479 0.4419 MUE 0.9488 0.3365 SIR 0.9553 0.6158 SIR 0.9538 0.4270 SIR 0.9538 0.3273 QL 0.9522 0.6165 QL 0.9502 0.4279 QL 0.9511 0.3281

50

WL 0.9141 0.6477

100

WL 0.9364 0.4020

100 100

WL 0.9423 0.2758 HYB 0.9430 0.5602 HYB 0.9452 0.3794 HYB 0.9423 0.2707 BAY 0.9420 0.5880 BAY 0.9429 0.3870 BAY 0.9423 0.2718 MUE 0.9408 0.6238 MUE 0.9434 0.3975 MUE 0.9445 0.2788 SIR 0.9541 0.5798 SIR 0.9474 0.3846 SIR 0.9472 0.2707 QL 0.9610 0.5807 QL 0.9475 0.3855 QL 0.9508 0.2717

100

WL 0.9077 0.6176 หมายเหต : ขดเสนใต หมายถง CP < .94 ทระดบนยส าคญ .01 ตวหนา หมายถง ความยาวของชวงต าสด

HYB 0.9514 0.5343 BAY 0.9345 0.5578 MUE 0.9346 0.5930 SIR 0.9581 0.5477 QL 0.9556 0.5487

ในสถานการณทผลตาง 1 2 0p p (มคานอยมาก) และประชากรทงสองสมมาตร กลาวคอ 1p และ

2p เทากบ 0.5 จากตารางท 4 พบวา ชวงความเชอมนแบบวลดใหความนาจะเปนคมรวมต ากวาสมประสทธทก าหนดเพยงวธเดยว ในกรณทขนาดตวอยางของอยางนอย 1 กลมมขนาดเลก ( 10)in นอกจากนมบางกรณทตวอยางขนาด

384

PMO28-9

เลกและทงสองกลมมขนาดเทากน หรอ แตกตางกนมาก อยางเชน 1 2, 10,10n n และ 10,100 พบวาวธ MUE จะใหคาความนาจะเปนคมรวมต ากวาสมประสทธทก าหนดเชนกน ดงทขดเสนใตไว นนคอ คาความนาจะเปนคมรวม (CP) ยงมไมเทากบ 0.95 เมอเทยบกบ .94 ทระดบนยส าคญ .01 ตามทระบในขนตอนการศกษา หรอยงไมผานเกณฑทก าหนด โดยภาพรวมส าหรบสถานการณนหาก 1 2min( , ) 30n n สวนใหญทง 6 วธจะใหชวงทมความนาจะเปนคมรวมใกลเคยง .95 ซงวธวลดจะมแนวโนมทจะใหชวงทมความนาจะเปนคมรวมต าทสดและมความยาวของชวง มากทสด สวนวธอลกอรทม QL ใหชวงทมความนาจะเปนคมรวมและความยาวของชวงใกลเคยงวธไฮบรดทใหความยาวของชวงต าสด นอกจากนทง 6 วธใหชวงทอยใน 1, 1 ในทกกรณทศกษา ตารางท 5 คาประมาณความนาจะเปนคมรวม (CP) ความยาว (Length) ของชวงความเชอมน 95% ส าหรบสถานการณท 2 : 1 20.05, 0.05p p

1n 2n วธ CP Length 1n 2n วธ CP Length 1n 2n วธ CP Length

10

10

WL 0.6310 0.2850

30

30

WL 0.9245 0.2052

50

50

WL 0.9428 0.1651 HYB 0.9986 0.5910 HYB 0.9930 0.2875 HYB 0.9799 0.2063 BAY 0.9986 0.4968 BAY 0.9930 0.2533 BAY 0.9799 0.1875 MUE 0.9929 0.4089 MUE 0.9320 0.2125 MUE 0.9121 0.1666 SIR 0.9986 0.5176 SIR 0.9848 0.2595 SIR 0.9693 0.1903 QL 0.9991 0.5184 QL 0.9824 0.2608 QL 0.9695 0.1911

30

WL 0.8383 0.2516

50

WL 0.9223 0.1867

100

WL 0.9160 0.1435 HYB 0.9940 0.4700 HYB 0.9889 0.2566 HYB 0.9757 0.1776 BAY 0.9940 0.3935 BAY 0.9889 0.2230 BAY 0.9774 0.1599 MUE 0.9932 0.3188 MUE 0.9601 0.1928 MUE 0.9558 0.1452 SIR 0.9770 0.3991 SIR 0.9732 0.2267 SIR 0.9566 0.1603 QL 0.9780 0.4002 QL 0.9795 0.2272 QL 0.9661 0.1613

50

WL 0.8092 0.2337

100

WL 0.8335 0.1662

100 100

WL 0.9470 0.1186 HYB 0.9837 0.4340 HYB 0.9860 0.2260 HYB 0.9641 0.1345 BAY 0.9934 0.3738 BAY 0.9883 0.1993 BAY 0.9659 0.1268 MUE 0.9660 0.2976 MUE 0.9726 0.1711 MUE 0.9255 0.1192 SIR 0.9587 0.3719 SIR 0.9603 0.1991 SIR 0.9507 0.1267 QL 0.9704 0.3728 QL 0.9740 0.2003 QL 0.9560 0.1289

100

WL 0.5558 0.2162 หมายเหต : ขดเสนใต หมายถง CP < .94 ทระดบนยส าคญ .01 ตวหนา หมายถง ความยาวของชวงต าสด HYB 0.9688 0.3997

BAY 0.9915 0.3614 MUE 0.9479 0.2801 SIR 0.9428 0.3525 QL 0.9523 0.3537

ส าหรบสถานการณผลตาง 1 2 0p p (มคานอยมาก) แตประชากรในทงสองเบเมอพจารณาทคาความเบในแตละขนาดตวอยางคอ 10,30,50in และ 100 ซงมความเบเทากบ 1.3059, 0.7540, 0.5840 และ 0.4130 ตามล าดบ ( 1p 2 .05p ) จากการจ าลองสรปดงในตารางท 5 ผลการศกษาพบกวา ชวงทไดจากวธแบบวลด ในกรณท 1 2min( , ) 30n n ซงประชากรมลกษณะเบคอนขางสง และวธ MUE ในกรณทขนาดตวอยางทงสองกลมมขนาดใหญ 50,100in ใหคาความนาจะเปนคมรวมต ากวา .95 สวนวธทเหลอสวนใหญใหคาความนาจะเปนคมรวม

385

PMO28-10

เทากบ .95 ถงแมตวอยางของทง 2 กลมมขนาดเลก โดยวธเบสมแนวโนมใหคาความนาจะเปนคมรวมสงทสดในหลายกรณทศกษา นอกจากนในทกกรณทศกษาทง 6 วธจะใหชวงทอยใน 1, 1 ตารางท 6 คาประมาณความนาจะเปนคมรวม (CP) ความยาว (Length) ของชวงความเชอมน 95% ส าหรบสถานการณท 3:

1 20.75, 0.25p p

1n 2n วธ CP Length 1n 2n วธ CP Length 1n 2n วธ CP Length

10

10

WL 0.8937 0.7112

30

30

WL 0.9388 0.4297

50

50

WL 0.9470 0.3354 HYB 0.9570 0.6575 HYB 0.9450 0.4143 HYB 0.9498 0.3276 BAY 0.9556 0.6738 BAY 0.9454 0.4194 BAY 0.9514 0.3303 MUE 0.9382 0.6681 MUE 0.9458 0.4233 MUE 0.9550 0.3327 SIR 0.9554 0.6650 SIR 0.9468 0.4165 SIR 0.9471 0.3283 QL 0.9572 0.6658 QL 0.9516 0.4173 QL 0.9451 0.3292

30

WL 0.8923 0.5848

50

WL 0.9294 0.3849

100

WL 0.9418 0.2911 HYB 0.9341 0.5369 HYB 0.9474 0.3708 HYB 0.9486 0.2843 BAY 0.9505 0.5605 BAY 0.9448 0.3770 BAY 0.9476 0.2874 MUE 0.9435 0.5667 MUE 0.9458 0.3814 MUE 0.9530 0.2895 SIR 0.9474 0.5534 SIR 0.9472 0.3745 SIR 0.9483 0.2856 QL 0.9513 0.5550 QL 0.9456 0.3759 QL 0.9492 0.2866

50

WL 0.8903 0.5502

100

WL 0.9259 0.3467

100 100

WL 0.9421 0.2386 HYB 0.9428 0.5070 HYB 0.9463 0.3340 HYB 0.9505 0.2357 BAY 0.9506 0.5288 BAY 0.9443 0.3399 BAY 0.9498 0.2367 MUE 0.9435 0.5667 MUE 0.9441 0.3432 MUE 0.9428 0.2377 SIR 0.9546 0.5210 SIR 0.9496 0.3371 SIR 0.9487 0.2352 QL 0.9513 0.5550 QL 0.9494 0.3381 QL 0.9525 0.2364

100

WL 0.9135 0.5271 หมายเหต : ขดเสนใต หมายถง CP < .94 ทระดบนยส าคญ .01 ตวหนา หมายถง ความยาวของชวงต าสด HYB 0.9512 0.4851

BAY 0.9508 0.5050 MUE 0.9343 0.5053 SIR 0.9582 0.4953 QL 0.9588 0.4952

ส าหรบสถานการณ ทผลตาง 1 2 0.5p p และประชากรท งสอง เบ ( 1 20.75, 0.25p p ) ผลการศกษาแสดงตารางท 6 วธวลดยงตองใชตวอยางขนาดใหญในทง 2 กลมหรอ 1 2min( , ) 50n n จงจะให CP เทากบ .95 และวธไฮบรดมแนวโนมทใหความยาวของชวงต าสด สวนอก 4 วธทเหลอใหคาความนาจะเปนคมรวมเทากบ .95 ตามทตองการ ถงแมตวอยางในทง 2 กลมจะมขนาดเลกกตามคาความนาจะเปนคมรวมทไดมคาใกลเคยงกนเชนเดยวกบความยาวของชวงความเชอมนและทง 6 วธใหชวงทอยใน 1, 1 ในทกกรณทศกษา

เนองจากชวงความเชอมนส าหรบความแตกตางระหวางสองสดสวนทไดจากทง 6 วธ ในสถานการณท 1-3 ใหชวงความเชอมนทไดขดจ ากดบนและลางทอยในชวง 1, 1 ทกกรณ ดงนนในตารางท 4 ถง ตารางท 6 จงน าเสนอเพยงคาความนาจะเปนคมรวมและความยาวของชวงเทานน

386

PMO28-11

ตารางท 7 คาประมาณความนาจะเปนคมรวม (CP) ความยาว (Length) และเปอรเซนตของขดจ ากดบนทมากกวาหนง (% 1 ) ของ ชวงความเชอมน 95% ส าหรบสถานการณท 4 : 1 20.95, 0.05p p

1n 2n วธ CP Length >1 1n 2n วธ CP Length >1

1n 2n วธ CP Length >1

10

10

WL 0.6400 0.2842 61.51

30

30

WL 0.8000 0.2051 59.66

50

50

WL 0.8745 0.1655 24.91 HYB 0.9275 0.4804 35.72 HYB 0.9216 0.2506 4.82 HYB 0.9338 0.1864 0.47 BAY 0.9275 0.4966 73.62 BAY 0.9694 0.2532 19.67 BAY 0.9662 0.1879 3.49 MUE 0.9259 0.3557 0 MUE 0.9703 0.2041 0 MUE 0.9324 0.1608 0 SIR 0.8108 0.4804 0 SIR 0.9038 0.2466 0 SIR 0.9149 0.1833 0 QL 0.7377 0.4833 0 QL 0.9203 0.2488 0 QL 0.9326 0.1850 0

30

WL 0.6632 0.2505 76.86

50

WL 0.8531 0.1875 40.5

100

WL 0.9188 0.1435 0 HYB 0.8899 0.3911 12.96 HYB 0.9167 0.2251 1.67 HYB 0.9354 0.1612 0 BAY 0.9692 0.3933 55.28 BAY 0.9693 0.2235 8.52 BAY 0.9651 0.1600 0 MUE 0.9402 0.2915 0 MUE 0.9588 0.1838 0 MUE 0.9519 0.1418 0 SIR 0.8648 0.3824 0 SIR 0.9014 0.2179 0 SIR 0.9232 0.1559 0 QL 0.8538 0.3856 0 QL 0.9027 0.2189 0 QL 0.9191 0.1583 0

50

WL 0.6730 0.2339 75.72

100

WL 0.8609 0.1659 23.23

100 100

WL 0.9219 0.1188 0.96 HYB 0.9183 0.3693 4.47 HYB 0.9320 0.2012 0.16 HYB 0.9449 0.1263 0 BAY 0.9787 0.3738 54.34 BAY 0.9726 0.1992 4.14 BAY 0.9651 0.1270 0.04 MUE 0.9523 0.2775 0 MUE 0.9739 0.1674 0 MUE 0.9506 0.1191 0 SIR 0.8805 0.3629 0 SIR 0.9171 0.1940 0 SIR 0.9248 0.1236 0 QL 0.8945 0.3642 0 QL 0.9193 0.1971 0 QL 0.9199 0.1261 0

100

WL 0.6211 0.2106 49.49 หมายเหต : ตวหนา หมายถง CP < .94 ทระดบนยส าคญ .01 ความยาวของชวงต าสด และ เปอรเซนตของขดจ ากดบนทมากกวาหนง (% ) เทากบ ศนย HYB 0.9307 0.3507 0.55

BAY 0.9856 0.3592 54.81 MUE 0.9683 0.2709 0 SIR 0.9051 0.3468 0 QL 0.9113 0.3514 0

ในสถานการณสดทาย ผลจากการจ าลองไดสรปดงในตารางท 7 ในกรณพารามเตอรทแทจรง

1 2p p .9 เขาใกล 1 จะสงเกตวาสถานการณนท าใหขดจ ากดบนทไดมากกวาหนง หลายวธ ไดแก วธวลด วธไฮบรด และ วธแบบเบส ส าหรบวธเบส เชน กรณ 1 2( 10, 30)n n แมวาจะใหคาความนาจะเปนคมรวมมากกวา .95 อยางไรกตามขดจ ากดบนมากกวาหนงมากถง 55% สวนวธวลดยงคงเปนวธทมประสทธภาพต ากวาวธอน ๆ ในขณะทขดจ ากดบนของชวงจากวธ QL และวธ SIR มคาไมเกน 1 แตยงมคาความนาจะเปนคมรวมไมเทากบ .95 ถงแมขนาดตวอยางของทง 2 กลมจะมขนาดใหญ คอ 1 2100, 100n n โดยสรป วธ MUE มแนวโนมใหคาความนาจะเปนคมรวมสงสด ความยาวของชวงต าสด และมเปอรเซนตของขดจ ากดบนทมากกวาหนง % 1 มคาเปนศนย ซงถอวาวธนเหมาะสมกบสถานการณน

อภปรายและสรปผลการวจย ชวงความเชอมนส าหรบความแตกตางระหวางสองสดสวนโดยอลกอรทมควอนไทลของภาวะนาจะเปนทประยกตจากหลกการของชวงความเชอมนโดยวธบตสแตรปภายใตตวประมาณมธยฐานไมเอนเอยง (MUE) และอลกอรทมการเลอกตวอยางแบบเลอกซ าทส าคญ (SIR) ในการหาชวงความเชอมนส าหรบความแตกตางระหวางสอง

387

PMO28-12

สดสวน ผลการศกษาเชงจ าลอง พบวา โดยภาพรวมชวงความเชอมนโดยอลกอรทมควอนไทลของภาวะนาจะเปนม คาความนาจะเปนคมรวมไมแตกตางไปจากวธไฮบรดซงเปนวธทพบวามประสทธภาพสงในแงของความนาจะเปนคมรวมและความไมซบซอนในการค านวณจากการศกษาเปรยบเทยบ 11 วธ โดย Newcombe (1998) นอกจากนท ง 6 วธให ความยาวของชวงใกลเคยงกน และมเปอรเซนตการออกนอกชวง 1,1 มคาเทากบศนยในสถานการณท 1, 2 และ 3 ส าหรบสถานการณท 4 พบวาวธ MUE ใหผลดและเหมาะสมทสด เมอพจารณาทคาความนาจะเปนคมรวม ความยาวของชวงต าสด และมเปอรเซนตของขดจ ากดบนทมากกวาหนง % 1 มคาเปนศนย นอกจากนลกษณะของประชากรทมตอความยาวชวงพบวา หากทง 1p และ 2p ใกล 0.5 (สมมาตร) ความยาวของชวงความเชอมนมแนวโนมทจะสงกวาลกษณะของประชากรทเบ เชน 1 .05p และ 2 .05p โดยสรป วธอลกอรทม QL สามารถสรางชวงความเชอมนไดดใกลเคยงชวงทดอยางวธไฮบรด วธเบส และวธ MUE ไดในหลายกรณทศกษา

กตตกรรมประกาศ ผวจยขอขอบพระคณ ผศ.เบญจมาศ ตลยนตกล และ ผศ.ดร.พทธชนก ศรสรเดชชย เปนอยางสงทให

ค าปรกษาและค าแนะน า คอยชวยเหลอและใหก าลงใจเปนอยางด ขอบพระคณครอบครวและเพอน ๆ ทสนบสนนและเปนก าลงใจใหมาโดยตลอด

เอกสารอางอง โชตกา วฒสาร รมดา ศรเหรา และ พทธชนก ศรสรเดชชย. ชวงความเชอมนส าหรบความแตกตางของสองสดสวนโดย

ขนตอนวธการเลอกตวอยางแบบเลอกซ าทส าคญ. วารสารวชาการพระจอมเกลาพระนครเหนอ 2561; 28(4) (รอตพมพ)

Newcombe R G. Interval Estimation for the Difference between Independent Proportions: Comparison of Eleven Methods. Statistics in Medicine 1998; 17: 873–890.

Rohde C A. Introductory Statistical Inference with the Likelihood Function. 1st ed. London: Springer: 2014. Rubin D B. A noniterative sampling/ importance resampling alternative to the data augmentation algorithm

for creating a few imputations when fractions of missing information are modest: the SIR algorithm. Discussion of Tanner and Wong. Journal of the American Statistical Association 1987; 85: 543–546.

Rubin D B. Using the SIR algorithm to simulate posterior distributions. In Bernardo J M, DeGroot M H, Lindley D V, and Smith A F. Bayesian Statistics, Clarendon, Oxford; 1988.

Yan L, Newcombe R G, Stuart L, Carter R E. Fully specified bootstrap confidence intervals for the difference of independent binomial proportion bases on the median unbiased estimator. Biostatistics 2009; 28: 2876-

2890.

388