贝叶斯方法与序列模型

贝叶斯方法将先验信念与观测数据相结合，产生模型参数的后验分布。本文件涵盖最大似然估计、MAP估计、共轭先验、贝叶斯推断、隐马尔可夫模型以及EM算法，这些技术是垃圾邮件过滤器、语言模型和不确定性感知机器学习背后的基础。

• 到目前为止，我们已经描述了分布以及如何计算概率。现在我们处理机器学习核心的问题：给定观测数据，如何找到模型的最佳参数？

• 最大似然估计（MLE） 直接回答了这个问题。选择使观测数据出现概率最大的参数值。

• 形式化地，给定数据 \(D = \{x_1, x_2, \ldots, x_n\}\) 和一个带有参数 \(\theta\) 的模型，似然函数为：

\[L(\theta | D) = P(D | \theta) = \prod_{i=1}^{n} P(x_i | \theta)\]

• 这个乘积假设数据点是独立同分布的（i.i.d.）。MLE估计量为：

\[\hat{\theta}_{\text{MLE}} = \arg\max_\theta L(\theta | D)\]

• 在实践中，我们最大化对数似然，因为对数将乘积变为求和，并防止数值下溢：

\[\ell(\theta) = \log L(\theta | D) = \sum_{i=1}^{n} \log P(x_i | \theta)\]

• 由于 \(\log\) 是单调递增的，使 \(\ell(\theta)\) 最大的 \(\theta\) 也使 \(L(\theta)\) 最大。

• 抛硬币示例：你抛一枚硬币10次，得到7次正面。硬币偏倚 \(p\)（正面概率）的MLE估计是多少？

• 每次抛掷是伯努利分布 \((p)\)，所以10次抛掷中7次正面的似然为：

\[L(p) = \binom{10}{7} p^7 (1-p)^3\]

• 取对数并求导：\(\frac{d\ell}{dp} = \frac{7}{p} - \frac{3}{1-p} = 0\)，得到 \(\hat{p}_{\text{MLE}} = 7/10 = 0.7\)。

• MLE直观且简单。如果你在10次抛掷中得到7次正面，最可能的偏倚是0.7。但注意问题：如果你在10次抛掷中得到10次正面，MLE给出 \(\hat{p} = 1\)，意味着硬币永远正面朝上。仅凭10次观测，这似乎过于自信了。

• 最大后验估计（MAP） 通过加入先验信念来修正这一点。MAP不是仅最大化似然，而是最大化后验：

\[\hat{\theta}_{\text{MAP}} = \arg\max_\theta P(\theta | D) = \arg\max_\theta P(D | \theta) \cdot P(\theta)\]

• 我们省略了分母中的 \(P(D)\)，因为它不依赖于 \(\theta\)，不影响argmax。

• 先验 \(P(\theta)\) 编码了我们在看到数据之前对 \(\theta\) 的信念。如果我们对硬币偏倚使用 Beta(2, 2) 先验（表达对硬币大致公平的温和信念），MAP估计就不再简单是正面的比例。它会被拉向0.5。

• 使用 Beta(\(\alpha\), \(\beta\)) 先验，观察到 \(h\) 个正面和 \(t\) 个反面后，后验是 Beta(\(\alpha + h\), \(\beta + t\))，MAP估计为：

\[\hat{p}_{\text{MAP}} = \frac{\alpha + h - 1}{\alpha + \beta + h + t - 2}\]

• 对于我们的示例，使用 Beta(2,2) 先验，7个正面，3个反面：\(\hat{p}_{\text{MAP}} = \frac{2 + 7 - 1}{2 + 2 + 10 - 2} = \frac{8}{12} = 0.667\)。

• 注意MAP估计（0.667）相比MLE（0.7）被拉向了0.5。先验起到了正则化的作用。在机器学习中，L2正则化（权重衰减）正好等价于对权重使用高斯先验的MAP估计。

• 完整贝叶斯推断 比MAP更进一步。它不是找到一个最佳的 \(\theta\)，而是保持整个后验分布 \(P(\theta | D)\)。这不仅给你一个点估计，还给出了不确定性的度量。

• 对于使用 Beta(2,2) 先验且观察到7个正面、3个反面的有偏硬币，完整的后验是 Beta(9, 5)。这个分布的均值是 \(9/14 \approx 0.643\)，其离散程度告诉我们有多自信。随着数据增多，后验变窄。

• 这三种方法构成一个谱系：

  • MLE：无先验，仅数据。快速，但在数据少时可能过拟合。
  • MAP：带先验正则化的点估计。增加了鲁棒性。
  • 完整贝叶斯：完整的后验分布。信息最丰富，但通常计算成本高。

• 马尔可夫链 对序列建模，其中下一状态仅依赖于当前状态，而不依赖于历史。这种“无记忆性”称为马尔可夫性质：

\[P(X_{t+1} | X_t, X_{t-1}, \ldots, X_1) = P(X_{t+1} | X_t)\]

• 想想天气。明天的天气取决于今天的天气，但不取决于上周的（这是一个简化，但出奇地有用）。

• 马尔可夫链有一个有限状态集和一个转移矩阵 \(T\)，其中条目 \(T_{ij}\) 给出从状态 \(i\) 转移到状态 \(j\) 的概率。每一行之和为1。

• 对于上面的天气示例，转移矩阵为：

\[ T = \begin{pmatrix} 0.3 & 0.4 & 0.3 \\ 0.2 & 0.5 & 0.3 \\ 0.4 & 0.3 & 0.3 \end{pmatrix} \]

• 如果今天下雨（状态向量 \(\mathbf{s}_0 = [1, 0, 0]\)），明天天气的概率分布是 \(\mathbf{s}_1 = \mathbf{s}_0 T = [0.3, 0.4, 0.3]\)。后天：\(\mathbf{s}_2 = \mathbf{s}_0 T^2\)。这使用了第1章中的矩阵乘法。

• 许多马尔可夫链收敛到一个平稳分布 \(\pi\)，满足 \(\pi T = \pi\)。无论你从何处开始，经过足够多的步骤，链都会进入 \(\pi\)。这一性质是MCMC（马尔可夫链蒙特卡洛）的基础，MCMC是贝叶斯机器学习中广泛使用的采样技术。

• 隐马尔可夫模型（HMM） 通过增加一个间接层来扩展马尔可夫链。真实状态是隐藏的（未观测的），在每个时间步，隐藏状态发出一个可观测的信号。

• HMM有三个组成部分：

  • 转移概率 \(P(z_t | z_{t-1})\)：隐藏状态如何演化（马尔可夫链）
  • 发射概率 \(P(x_t | z_t)\)：每个隐藏状态产生什么可观测输出
  • 初始分布 \(P(z_1)\)：起始隐藏状态的概率

• 雨伞示例：假设你不能直接看到天气，但可以观察你的朋友是否带伞。隐藏状态是{雨天, 晴天}，观测是{带伞, 不带伞}。

• 转移概率：\(P(\text{雨天}|\text{雨天}) = 0.7\)，\(P(\text{晴天}|\text{雨天}) = 0.3\)，\(P(\text{雨天}|\text{晴天}) = 0.4\)，\(P(\text{晴天}|\text{晴天}) = 0.6\)。

• 发射概率：\(P(\text{带伞}|\text{雨天}) = 0.9\)，\(P(\text{不带伞}|\text{雨天}) = 0.1\)，\(P(\text{带伞}|\text{晴天}) = 0.2\)，\(P(\text{不带伞}|\text{晴天}) = 0.8\)。

• HMM的关键问题有：

  • 解码：给定观测，最可能的隐藏状态序列是什么？由维特比算法解决。
  • 评估：观测序列的概率是多少？由前向算法解决。
  • 学习：给定观测，最佳的模型参数是什么？由鲍姆-韦尔奇算法解决（期望最大化的一种实例）。

• 维特比算法详解：假设你观测到[带伞, 带伞, 不带伞]，想找到最可能的天气序列。

• 从初始概率开始。假设 \(P(R)=0.5\)，\(P(S)=0.5\)。

• 第1天（观测到带伞）：

  • \(V_1(R) = P(R) \cdot P(U|R) = 0.5 \times 0.9 = 0.45\)
  • \(V_1(S) = P(S) \cdot P(U|S) = 0.5 \times 0.2 = 0.10\)

• 第2天（观测到带伞）：

  • \(V_2(R) = \max(V_1(R) \cdot P(R|R), V_1(S) \cdot P(R|S)) \cdot P(U|R)\)
  • \(= \max(0.45 \times 0.7, 0.10 \times 0.4) \times 0.9 = \max(0.315, 0.04) \times 0.9 = 0.2835\)
  • \(V_2(S) = \max(V_1(R) \cdot P(S|R), V_1(S) \cdot P(S|S)) \cdot P(U|S)\)
  • \(= \max(0.45 \times 0.3, 0.10 \times 0.6) \times 0.2 = \max(0.135, 0.06) \times 0.2 = 0.027\)

• 第3天（观测到不带伞）：

  • \(V_3(R) = \max(0.2835 \times 0.7, 0.027 \times 0.4) \times 0.1 = 0.1985 \times 0.1 = 0.01985\)
  • \(V_3(S) = \max(0.2835 \times 0.3, 0.027 \times 0.6) \times 0.8 = 0.08505 \times 0.8 = 0.06804\)

• 第3天的最大值在晴天。回溯：第3天=晴天（来自雨天），第2天=雨天（来自雨天），第1天=雨天。最可能的序列：雨天, 雨天, 晴天。

• 前向后向算法 计算在给定整个观测序列的情况下，每个时间步处于每个隐藏状态的概率。前向过程计算 \(P(z_t, x_{1:t})\)，后向过程计算 \(P(x_{t+1:T} | z_t)\)。将两者相乘得到平滑后的状态概率。

• 鲍姆-韦尔奇算法 在隐藏状态未观测时从数据中学习HMM参数。它是一个期望最大化（EM）算法：E步使用前向后向算法估计哪些隐藏状态生成了观测，M步更新转移和发射概率。

• HMM在历史上主导了语音识别（隐藏的音素状态发出声学信号）和生物信息学（隐藏的基因状态发出DNA碱基对）。尽管深度学习在这些领域已基本取代了HMM，但隐藏状态、发射和序列推断的思想仍然是序列模型的核心。

• 条件随机场（CRF） 通过移除对发射的独立性假设来改进HMM。在HMM中，时间 \(t\) 的观测仅依赖于时间 \(t\) 的隐藏状态。CRF允许位置 \(t\) 的标签依赖于整个输入序列。

• 线性链CRF对给定输入序列 \(\mathbf{x}\) 的标签序列 \(\mathbf{y}\) 的条件概率建模：

\[P(\mathbf{y} | \mathbf{x}) = \frac{1}{Z(\mathbf{x})} \exp\!\left(\sum_t \left[\sum_k \lambda_k f_k(y_t, y_{t-1}, \mathbf{x}, t)\right]\right)\]

• 这里 \(f_k\) 是特征函数（可以查看输入的任何部分），\(\lambda_k\) 是学习的权重，\(Z(\mathbf{x})\) 是归一化常数。

• CRF是判别模型（直接建模 \(P(\mathbf{y}|\mathbf{x})\)），而HMM是生成模型（建模 \(P(\mathbf{x}, \mathbf{y})\)）。这个区别类似于逻辑回归（判别）与朴素贝叶斯（生成）的区别。

• 在现代NLP中，CRF层通常被加在神经网络之上（BiLSTM-CRF, BERT-CRF），用于命名实体识别和词性标注等任务，在这些任务中捕捉标签依赖关系很重要。

编程任务（使用 CoLab 或 notebook）

1. 实现抛硬币实验的MLE和MAP。观察MAP估计随不同先验和不同数据量如何变化。

   import jax.numpy as jnp
   import matplotlib.pyplot as plt
   
   # 数据：观测到的抛硬币结果
   heads, tails = 7, 3
   
   # MLE
   p_mle = heads / (heads + tails)
   print(f"MLE: {p_mle:.4f}")
   
   # 带Beta先验的MAP
   for alpha, beta in [(1,1), (2,2), (5,5), (10,10)]:
       p_map = (alpha + heads - 1) / (alpha + beta + heads + tails - 2)
       print(f"MAP (Beta({alpha},{beta})): {p_map:.4f}")
   
   # 可视化 Beta(2,2) 先验下的后验
   theta = jnp.linspace(0.01, 0.99, 200)
   # 后验是 Beta(alpha+heads, beta+tails)
   a_post, b_post = 2 + heads, 2 + tails
   posterior = theta**(a_post-1) * (1-theta)**(b_post-1)
   posterior = posterior / jnp.trapezoid(posterior, theta)
   
   plt.figure(figsize=(8, 4))
   plt.plot(theta, posterior, color="#e74c3c", linewidth=2, label=f"后验 Beta({a_post},{b_post})")
   plt.axvline(p_mle, color="#3498db", linestyle="--", label=f"MLE = {p_mle:.2f}")
   plt.axvline((a_post-1)/(a_post+b_post-2), color="#e74c3c", linestyle="--", label=f"MAP = {(a_post-1)/(a_post+b_post-2):.3f}")
   plt.xlabel("θ (硬币偏倚)")
   plt.ylabel("密度")
   plt.title("7H3T 后验分布，先验 Beta(2,2)")
   plt.legend()
   plt.grid(alpha=0.3)
   plt.show()
   

2. 为天气模型构建一个马尔可夫链并进行模拟。通过模拟和求解 \(\pi T = \pi\) 两种方式计算平稳分布。

   import jax
   import jax.numpy as jnp
   
   # 转移矩阵：R, S, C
   T = jnp.array([
       [0.3, 0.4, 0.3],
       [0.2, 0.5, 0.3],
       [0.4, 0.3, 0.3]
   ])
   states = ["Rainy", "Sunny", "Cloudy"]
   
   # 模拟 100,000 步
   key = jax.random.PRNGKey(42)
   n_steps = 100_000
   state = 0  # 从雨天开始
   counts = jnp.zeros(3)
   
   for i in range(n_steps):
       key, subkey = jax.random.split(key)
       state = jax.random.choice(subkey, 3, p=T[state])
       counts = counts.at[state].add(1)
   
   sim_stationary = counts / n_steps
   print("模拟的平稳分布：")
   for s, p in zip(states, sim_stationary):
       print(f"  {s}: {p:.4f}")
   
   # 解析法：找到特征值为1的左特征向量
   eigenvalues, eigenvectors = jnp.linalg.eig(T.T)
   idx = jnp.argmin(jnp.abs(eigenvalues - 1.0))
   pi = jnp.real(eigenvectors[:, idx])
   pi = pi / pi.sum()
   print("\n解析的平稳分布：")
   for s, p in zip(states, pi):
       print(f"  {s}: {p:.4f}")
   

3. 为雨伞HMM实现维特比算法，并对观测序列进行解码。

   import jax.numpy as jnp
   
   # HMM参数
   states = ["Rainy", "Sunny"]
   obs_names = ["Umbrella", "No umbrella"]
   
   trans = jnp.array([[0.7, 0.3],   # R->R, R->S
                       [0.4, 0.6]])  # S->R, S->S
   
   emit = jnp.array([[0.9, 0.1],    # R->U, R->noU
                      [0.2, 0.8]])   # S->U, S->noU
   
   init = jnp.array([0.5, 0.5])
   
   # 观测：U=0, noU=1
   observations = [0, 0, 1]  # Umbrella, Umbrella, No umbrella
   
   def viterbi(obs, init, trans, emit):
       n_states = len(init)
       T = len(obs)
       V = jnp.zeros((T, n_states))
       path = jnp.zeros((T, n_states), dtype=int)
   
       # 初始化
       V = V.at[0].set(init * emit[:, obs[0]])
   
       # 递归
       for t in range(1, T):
           for j in range(n_states):
               probs = V[t-1] * trans[:, j]
               V = V.at[t, j].set(jnp.max(probs) * emit[j, obs[t]])
               path = path.at[t, j].set(jnp.argmax(probs))
   
       # 回溯
       best = [int(jnp.argmax(V[-1]))]
       for t in range(T-1, 0, -1):
           best.insert(0, int(path[t, best[0]]))
       return best, V
   
   decoded, scores = viterbi(observations, init, trans, emit)
   print("观测：", [obs_names[o] for o in observations])
   print("解码结果：", [states[s] for s in decoded])
   

4. 可视化随着观察到更多抛硬币结果，后验如何演变。从一个 Beta(1,1) 先验（均匀）开始，并在每次抛掷后更新。

   import jax
   import jax.numpy as jnp
   import matplotlib.pyplot as plt
   
   theta = jnp.linspace(0.01, 0.99, 300)
   key = jax.random.PRNGKey(7)
   
   # 真实偏倚 = 0.65
   flips = jax.random.bernoulli(key, p=0.65, shape=(50,))
   
   plt.figure(figsize=(10, 5))
   a, b = 1, 1  # Beta(1,1) = 均匀分布
   
   for n_obs in [0, 1, 5, 10, 25, 50]:
       h = int(flips[:n_obs].sum())
       t = n_obs - h
       a_post = a + h
       b_post = b + t
       y = theta**(a_post-1) * (1-theta)**(b_post-1)
       y = y / jnp.trapezoid(y, theta)
       plt.plot(theta, y, linewidth=2, label=f"n={n_obs} (h={h})")
   
   plt.axvline(0.65, color="black", linestyle=":", alpha=0.5, label="真实 p=0.65")
   plt.xlabel("θ")
   plt.ylabel("密度")
   plt.title("贝叶斯更新：数据越多后验越窄")
   plt.legend()
   plt.grid(alpha=0.3)
   plt.show()