Апостериорная вероятность

Материал из MachineLearning.

Перейти к: навигация, поиск

Содержание

Апостериорная вероятность

Апостериорная вероятность (от Шаблон:Lang-la — «последующий») — это условная вероятность случайного события или параметра при условии, что получены соответствующие эмпирические данные (наблюдения). В терминах байесовского подхода апостериорная вероятность выражает степень уверенности в гипотезе после учёта новой информации и является центральным понятием байесовского вывода.

В отличие от априорной вероятности, которая отражает исходные предположения до наблюдения данных, апостериорная вероятность представляет собой обновлённое знание, полученное в результате комбинации априорного распределения и функции правдоподобия наблюдаемой выборки.

Определение

Пусть \theta — параметр (или гипотеза) с априорным распределением p(\theta), а D — наблюдаемые данные. Тогда апостериорное распределение задаётся теоремой Байеса:


p(\theta \mid D) = \frac{p(D \mid \theta) \, p(\theta)}{p(D)},

где:

  • p(D \mid \theta) — правдоподобие данных при фиксированном \theta;
  • p(D) = \int p(D \mid \theta) \, p(\theta) \, d\thetaмаргинальная вероятность (нормирующая константа), также называемая свидетельством (evidence).

В случае дискретного пространства гипотез интеграл заменяется суммой. Если \theta — скалярная величина, то p(\theta \mid D) — это плотность (или функция вероятности для дискретного случая), которая полностью описывает апостериорное распределение.

Связь с априорной вероятностью и правдоподобием

Апостериорная вероятность является результатом байесовского обновления. Основные соотношения:

  • Если априорное распределение неинформативно (например, постоянное), апостериорная вероятность пропорциональна правдоподобию — это соответствует оценке максимального правдоподобия.
  • При увеличении объёма данных влияние априорного распределения ослабевает, и апостериорная вероятность сходится (в вероятностном смысле) к истинному значению параметра (свойство состоятельности).
  • Выбор априорного распределения может существенно влиять на апостериорную вероятность при малых выборках, что требует осторожности в практических приложениях.

Свойства

Апостериорное распределение обладает следующими важными свойствами:

 p(D \mid \theta) = g(T(D), \theta) \cdot h(D),
 где T(D) — некоторая функция данных (достаточная статистика), g зависит от данных только через T(D), а h(D) от \theta не зависит. Тогда апостериорное распределение переписывается как
 p(\theta \mid D) \propto g(T(D), \theta) \, p(\theta),
 то есть вся информация о \theta, содержащаяся в данных, сосредоточена в T(D). Это позволяет сокращать объём вычислений при работе с большими выборками.
  • **Когерентность**: последовательное обновление с использованием новых данных даёт тот же результат, что и совместная обработка всего набора данных.
  • **Асимптотическая нормальность**: при выполнении условий регулярности (гладкость и невырожденность правдоподобия) апостериорное распределение приближается к нормальному с центром в оценке максимального правдоподобия (Байесовская центральная предельная теорема).

Апостериорная вероятность в машинном обучении

В машинном обучении апостериорная вероятность играет ключевую роль в нескольких разделах.

Байесовская классификация

Рассмотрим задачу классификации на K классов. Пусть для каждого класса k задана априорная вероятность P(C_k), отражающая нашу долю уверенности в частоте этого класса до наблюдения признаков. Также задана функция правдоподобия p(\mathbf{x} \mid C_k) — плотность распределения признаков внутри класса. Для нового объекта с вектором признаков \mathbf{x} апостериорная вероятность класса вычисляется по формуле Байеса:


P(C_k \mid \mathbf{x}) = \frac{p(\mathbf{x} \mid C_k) \, P(C_k)}{\sum_{j=1}^K p(\mathbf{x} \mid C_j) \, P(C_j)}.

Знаменатель — это маргинальная плотность признаков, которая не зависит от класса. Решение о классе принимается по правилу максимальной апостериорной вероятности (MAP):


\hat{C} = \arg\max_{k} \, P(C_k \mid \mathbf{x}).

Это правило минимизирует среднюю вероятность ошибки классификации. В наивном байесовском классификаторе правдоподобие факторизуется по отдельным признакам, что делает вычисления эффективными даже при высокой размерности.

Байесовская регуляризация

В байесовской линейной регрессии веса модели \mathbf{w} считаются случайными величинами с априорным распределением p(\mathbf{w}), например, гауссовским \mathcal{N}(0, \sigma^2 I) или лапласовским. После наблюдения обучающей выборки (\mathbf{X}, \mathbf{y}) вычисляется апостериорное распределение p(\mathbf{w} \mid \mathbf{X}, \mathbf{y}). Максимизация апостериорной вероятности (MAP-оценка) эквивалентна минимизации регуляризованной функции потерь. Это становится очевидным после взятия логарифма: поскольку логарифм — монотонная функция, максимизация \log p(\mathbf{w} \mid D) = \log p(D \mid \mathbf{w}) + \log p(\mathbf{w}) - \text{const} соответствует максимизации суммы логарифма правдоподобия и логарифма априора. Для гауссовского априора это даёт L_2-регуляризацию (ридж-регрессия), а для лапласовского — L_1-регуляризацию (LASSO). Таким образом, байесовский подход даёт естественное обоснование регуляризации как способа учёта априорных предположений о параметрах.

Байесовская оптимизация

В байесовской оптимизации апостериорное распределение гауссовского процесса служит суррогатной моделью для неизвестной целевой функции. Суррогатная модель — это вероятностная аппроксимация истинной функции, которая позволяет оценивать не только среднее значение, но и неопределённость предсказания. Для выбора следующей точки для вычисления целевой функции используются функции выбора (acquisition functions), которые балансируют между исследованием (exploration) и эксплуатацией (exploitation). Например, Upper Confidence Bound (UCB) выбирает точку, максимизирующую сумму апостериорного среднего и масштабированного апостериорного стандартного отклонения, что позволяет управлять компромиссом между поиском в неизведанных областях и улучшением текущего лучшего результата.

Вариационный вывод и MCMC

В сложных моделях (например, глубоких вероятностных моделях) апостериорное распределение часто является аналитически невыразимым. Для его приближения используются:

  • MCMC — метод, генерирующий выборку из апостериорного распределения с помощью марковских цепей, стационарным распределением которых является искомое апостериорное;
  • вариационный байесовский вывод — подбор параметрического семейства распределений, минимизирующего KL-дивергенцию до истинного апостериорного, что превращает задачу вывода в оптимизационную.

Апостериорная предсказательная вероятность

Часто в задачах прогнозирования интересуются не самим параметром, а распределением нового наблюдения \tilde{x} при условии уже имеющихся данных D. Это выражается через апостериорное предсказательное распределение:


p(\tilde{x} \mid D) = \int p(\tilde{x} \mid \theta) \, p(\theta \mid D) \, d\theta.

Эта величина используется в байесовской оценке риска и для построения предсказательных интервалов, так как она усредняет неопределённость по всем возможным значениям параметра.

Отличие от частотного подхода

В частотной статистике параметр считается фиксированным, а вероятность интерпретируется как предел частоты при бесконечном повторении эксперимента. Апостериорная вероятность не имеет смысла в этой парадигме, поскольку там не вводится распределение на параметр. Вместо этого используются доверительные интервалы и p-значения. Байесовский же подход рассматривает параметр как случайную величину, и апостериорная вероятность является прямым выражением неопределённости, что часто интуитивно понятнее для практических задач, особенно когда данных мало.

См. также

Литература

  • Gelman A., Carlin J. B., Stern H. S., Rubin D. B. Bayesian Data Analysis. — 3rd ed. — CRC Press, 2013.
  • Bishop C. M. Pattern Recognition and Machine Learning. — Springer, 2006.
  • MacKay D. J. C. Information Theory, Inference, and Learning Algorithms. — Cambridge University Press, 2003.
  • Murphy K. P. Machine Learning: A Probabilistic Perspective. — MIT Press, 2012.
  • Robert C. P., Casella G. Monte Carlo Statistical Methods. — 2nd ed. — Springer, 2004.
Личные инструменты