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概论&统计决策方法

概论&统计决策方法

作者: 菜菜的程序猿 | 来源:发表于2020-09-06 16:29 被阅读0次

模式识别

模式识别:获取关于某一事物的信息并将其归于某一类别的过程,从样本到类别的映射;
根本样本的类别是否已知,模式识别可分为监督 学习和非监督学习;
在模式识别中,特征通常蕴含着领域知识,可分为低层,中层和高层特征;

统计决策方法:

基本概念和名词约定:

-先验概率P(\omega_{i}):未对样本进行任何观测的概率。
-样本分布概率密度(总体概率密度)P(x)
-类条件概率密度P(x|\omega_{i})
-后验概率:P(\omega_{i}|x)
-条件错误概率:P(e|x)
-平均错误概率:P(e) = \int{P(e|x)P(x)dx}
-正确率:P(c) = 1 - P(e)
-贝叶斯公式:P(\omega_{i}|x) = \frac{P(\omega_{i},x)} {P(x)} = \frac {P(x|\omega_{i})P(\omega_{i})} {P(x)} = \frac {P(x|\omega_{i})P(\omega_{i})} {\sum{P(x_{i}|\omega_{i})P(\omega_{i})}}
-test:a = \frac bc

最小错误率贝叶斯决策

min P(e) = \int{P(e|x)P(x)dx}
使错误率最小的决策就是使后验概率最大的决策,故决策规则如下:
如果 {P(\omega_{1}|x)} \gt {P(\omega_{2}|x)},则 x \in \omega_{1};反之,则x \in \omega_{2},后验概率可用贝叶斯公式进行计算;

等价判断规则如下:

P(x|\omega_{1})P(\omega_{1}) \gt P(x|\omega_{2})P(\omega_{2}),则 x \in \omega_{1};反之,x\in \omega{2}

l(x) = \frac {P(x|\omega_{1})}{P(x|\omega_{2})} \gt \frac {P(\omega_{2})} {P(\omega_{1})}, 则 x \in \omega_{1};反之,x\in \omega{2}

对于多类别情况,则需选择后验概率最大的类;

最小风险贝叶斯决策

在一些情况下,我们更加关注不同错误所带来的的损失而不是错误率本身,故在这种情况下用最小风险贝叶斯决策;
状态空间:\Omega = \{ \omega_{1},\omega_{2},\ldots,\omega_{c}\}
决策空间:A = \{ \alpha_{1},\alpha_{2},\ldots,\alpha_{k}\}
损失函数:\lambda(\alpha_{i},\omega_{j}),表示对实际状态\omega_{j}作出决策\alpha_{i}带来的损失;
条件风险:对特定x采取决策\alpha_{i}时的期望损失:
R(\alpha_{i}|x) = \sum_{j=1}^c \lambda(\alpha_{i}, \omega_{j})P(\omega_{j}|x)
期望平均风险,对所有可能的x采取决策\alpha_{i}时可能造成的损失:
R(\alpha) = E[R(\alpha(x)|x)] = \int R(\alpha(x)|x)p(x)dx
最小风险贝叶斯决策规则和计算步骤:
Decide \alpha_{i}, if R(\alpha_{i}|x) = \min_{j = 1,\ldots,k}R(\alpha_{i}|x)

两种决策之间的关系:

如果损失函数使0-1损失函数,则这两种决策等价。

两类错误率,Neyman-Pearson决策与ROC曲线

状态与决策的可能关系

状态 决策 决策
阴性 真阴性(TN) 假阳性(FP)
阳性 假阴性(FN) 真阳性(TP)

灵敏度S_{n} = \frac {TP} {TP + FN},表示阳性样本有多少能被正确的检测出来;
特异度S_{p} = \frac {TN} {TN + FP},表示真正的阴性样本中有多大比例没有被误判;

假阳性率又被称为第一类错误率,用\alpha表示;假阴性率称为第二类错误率,用&\beta&表示;

\alpha = \frac {FP}{TN + FP},\beta = \frac {FN} {TP + FN}
固有 S_{n} = 1 - \beta, S_{p} = 1 - \alpha

在某些情况下需要使第二类错误率达到某一水平,以此为约束让第一类错误率尽可能低:
\min P_{1}(e)
s.t. P_{2}(e) - \epsilon_{0} = 0

决策规则为:
l(x) = \frac {P(x|\omega_{1})} {P(x|\omega_{2})} \gt \lambda, x \in \omega_{1};否则,x \in \omega_{2}

\lambda很难求得封闭解,可以采用数值方法求解,采用试探法计算几个不同的\lambda使其满足下式并使得P_{1}(e)尽可能的小;
P_{2}(e) = 1 - \int_{0}^\lambda P(l|\omega_{2})dl = \epsilon_{0}

ROC曲线

灵敏度S_{n}(真阳性率)作为纵坐标轴,假阳性率(1 - S_{p})作为横坐标轴得到的曲线就是ROC曲线,常用于比较两种不同分类方法的性能,曲线下的面积AUC值常用于比较方法的性能;

正态分布时的统计决策

在统计决策理论中,类条件概率密度函数P(x|\omega_{i})起着重要的作用,这一节将探讨概率密度是正态分布的一些具体结论。

正态分布及其性质回顾

单变量正态分布 p(x) \sim N(\mu, \sigma^{2})
p(x) =\frac {1}{\sqrt{2\pi\sigma}} \exp\{ -\frac 1 2 (\frac {x - \mu} {\sigma})^2\}
多元正态分布
d维多元正态分布概率密度函数,
p(x) = \frac {1}{{(2\pi)}^{\frac d 2} |\sum|^{\frac {1}{2}}} \exp\{ - \frac 1 2 (x - \mu)^T |\sum|^{-1}(x - \mu)\}
协方差矩阵\sum总是对称非负定阵
等密度点的轨迹为超椭球面;

不相关性和独立性

不相关性:对于两个随机变量x_{i}, x_{j},若有E(x_{i},x_{j}) = E(x_{i})E(x_{j}),则称x_{i}, x_{j}是不相关的。
独立性:对于两个随机变量x_{i}, x_{j},若有p(x_{i},x_{j}) = p(x_{i})p(x_{j}),则称x_{i}, x_{j}是独立的。
在多元正泰分布中,不相关性等价于独立性;
推论:若多元正泰分布随机向量x的协方差矩阵是对角矩阵,则x的分量是相互独立的正态分布随机量;
多元正态分布的边缘分布和条件分布仍然是正态分布;
多元正态随机向量的线性变换仍为多元正态分布的随机向量;
线性组合则正态性:若x为多元正态随机向量,则线性组合y = \alpha_T是一维的正态随机向量p(y) \sim N(\alpha^T\mu,\alpha^T\sum\alpha),\alpha是与x同维的向量;

正态分布概率模型下的最小错误率贝叶斯决策

正态分布下判别函数为
g_{i}(x) = -\frac{1}{2} (x - \mu_{i})^{T}|\Sigma_{i}|^{-1}(x - \mu_{i}) -\frac d 2 \ln2\pi - \frac 1 2 \ln |\Sigma_{i}|+ \ln P(\omega_{i})

第一种情况,\Sigma_{i} = \sigma^{2}I

P(\omega_{i}) \neq P(\omega_{j}), g_{i}(x) = -\frac{1}{2} (x - \mu_{i})^{T}|\Sigma_{i}|^{-1}(x - \mu_{i}) + \ln P(\omega_{i})
P(\omega_{i}) = P(\omega_{j}), g_{i}(x) = -\frac{1}{2} (x - \mu_{i})^{T}|\Sigma_{i}|^{-1}(x - \mu_{i})
决策面为一个超平面

第二种情况,\Sigma_{i} = \Sigma

g_{i}(x) = -\frac{1}{2} (x - \mu_{i})^{T}|\Sigma_{i}|^{-1}(x - \mu_{i}) + \ln P(\omega_{i})
决策面仍为一个超平面

第三种情况,各类协方差矩阵不相等,决策面为超二次曲面

错误率的计算

1.按理论公式计算
2.计算错误率上界(估算)
3.实验估计

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