(補) HMM 求解參數-狀態轉移矩陣 A


昨天在看的時候, 才發現, HMM參數求解給忘了 狀態轉移矩陣A的求解, 我以為我做了...好氣哦, 不多比比, 直接來.

A 是狀態轉移矩陣, 表示在 已知前一個狀態下, 求解后一個概率(寫出來就是一個條件概率)

\(p(z_{k+1} =j | z_k = i) = \frac {p(z_{k+1}=j, z_k = i)}{p(z_k = i)}\)

最基礎的條件概率公式哈

分母 \(p(z_k = 1)\) 可以通過前面的 F/B 算法計算出來, 所以問題在於如何計算 \(p(z_{k+1}, z_k=i)\) 這個聯合概率

估計 A-理論

由上, 我們的目標是如何計算 \(p(z_{k+1}, z_k = i | x)\) , 在觀測值已知的情況下.

\(z_k 與 x_k\) 是一 一對應的關系, 通過貝葉斯公式可以得到:

\(p(z_k=i , z_{k+1}=j| x) 與 p( z_k =i, z_{k_1}=j, x) 是正比關系\)

跟之前同樣的套路, 對 x 進行區間拆分, 即:

\(=p(z_k, z_{k+1}, x_{1:k}, x_{k+1}, x_{k+2:n})\) 換個變量順序哈, 為了把 \(z_k, x_{1:k}\) 看為一個整體, 求解技巧是為了最終形式簡潔

\(=p(z_k, x_{1:k}, z_{k+1}, x_{k+1}, x_{k+2:n})\) 展開寫:

\(=p(z_k, x_{1:k}) \ p(z_{k+1}|z_k, x_{1:k}) \ p(x_{k+1}|z_k, x_{1:k}, z_{k+1}) \ p(x_{k+2:n}|z_k, x_{1:k},z_{k+1}, x_{k+1} )\)

同樣根據 D-separation性質 可將與條件概率無關的獨立變量進行省略, 化簡得到:

\(p(z_k, x_{1:k}) \ p(z_{k+1}|z_k) \ p(x_{k+1}|z_{k+1}) \ p(x_{k+2:n}|z_{k+1})\)

這幾個項, 不就剛好對應: Forward, 狀態轉移矩陣, 發射概率矩陣, Backwark 呀.

也就是可以算出所有的:

\(p(z_k=i , z_{k+1}=1| x) 正比於 p( z_k =i, z_{k_1}=1, x)\)

\(p(z_k=i , z_{k+1}=2| x) 正比於 p( z_k =i, z_{k_1}=2, x)\)

\(p(z_k=i , z_{k+1}=3| x) 正比於 p( z_k =i, z_{k_1}=3, x)\)

....

再進行一個歸一化的操作, 則就算出了 \(p(z_k=i, z_{k+1}=j|x)\) 的概率了, (用來估計A要用到的)

估計A-栗子

考慮 Z, 假設有3個樣本, 通過之前的 F/B 算法, 可以得到每個z_i 的概率分布.

樣本1

z1 z2 z3 z4 z5 z6
0.6 0.5 0.6 0.7 0.6 0.2
0.3 0.3 0.2 0.2 0.1 0.3
0.1 0.2 0.2 0.1 0.3 0.5

樣本2

z1 z2 z3 z4 z5
0.5 0.4 0.3 0.6 0.3
0.3 0.4 0.5 0.3 0.1
0.2 0.2 0.2 0.1 0.6

樣本3

z1 z2 z3 z4
0.5 0.1 0.3 0.5
0.3 0.2 0.3 0.1
0.2 0.7 0.3 0.4

我們要計算的是 \(p(z_k=i, z_{k+1}=j | x)\) 這個概率. 根據上面的數據, 方法就是前面的理論推導的式子, 過程跟 HMM的第2篇, 已知Z 來計算是差不多的過程. 這里就不展開了.

最后呢就計算出來狀態轉移矩陣 A.

用到的EM算法

隨機初始化 參數 \(\theta=(\pi, A, B)\)

while not 收斂:

​ E-step: (核心是為了計算 p(z|x)

​ 根據已知的 \(\theta=(\pi, A, B)\) 計算

\(p(z_k^{i} | x^i), i = 1, 2, ...n\) // 用 F/B 算法求解

\(p(z_{k}^i, z_{k+1}^i | x^i), i = 1, 2...n\)

​ M-step:

​ 參數更新

\(\pi, A, B\)

不搞了 HMM 就先搞到這, 我感覺之前我還挺清晰的, 寫着寫着, 這些概率公式, 總感覺留有bug, 真心覺得, 概率模型賊不好理解, 一不小心就自己個就弄混了, 什么條件概率, 全概率, 貝葉斯, 條件獨立 , 序列, 值概率....自己都寫崩潰了, 趕緊撤退, 戰略性放棄一波, 再惡補一波概率論先.


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