条件概率密度函数的最大似然估计 ppt课件

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第6章-最大似然估计

第6章-最大似然估计
为参数空间,即参数 所有可能取值所构成的集合。
通过抽取随机样本 y1 , , yn 来估计 。 假 设 y1 , , yn 为 iid , 则 样 本 数 据 的 联 合 密 度 函 数 为
f ( y1; ) f ( y2 ; ) f ( yn ; ) 。
在抽样前, y1 , , yn 为随机向量。 抽样后, y1 , , yn 有了特定的样本值,可将样本联合密度 函数视为在 y1 , , yn 给定情况下,未知参数 的函数。
0 0
最后一步用到了信息矩阵等式。
25
假设ˆ 是对真实参数 0 的任意无偏估计,则在一定的正则 条件(regularity conditions)下,ˆ 的方差不会小于[ I ( 0 )]1,即 ˆ) [ I ( )]1。 Var( 0 称[ I ( 0 )]1为 “克莱默-劳下限” (Cramer-Rao Lower Bound)。 无偏估计所能达到的最小方差与信息矩阵有关。曲率 I ( 0 ) 越大,则[ I ( 0 )]1越小,无偏估计可能达到的最小方差越小。 在古典线性回归模型中,可证明(参见附录)
5
一阶条件要求,对数似然函数的梯度向量(gradient,偏导 数、斜率) s( ; y ) 为 0 ,实际上是 K 个未知参数 (1 2 K ) ,K 个方程的方程组。 该 向 量 也 称 “ 得 分 函 数 ”(score function) 或 “ 得 分 向 量”(score vector)。 得分函数 s( ; y ) 是 y 的函数,也是随机向量。 在下面,记真实参数为 θ0 ,而 θ 为该参数的任何可能取值。
ln L( ; y1 , , yn ) i 1 ln f ( yi ; )
n

中科大概率统计课件--7-2极大似然估计

中科大概率统计课件--7-2极大似然估计

例1 设X 总 ~ N , 体 2,未 其知 中
n
n
因此 B2 , n 1i n1 Xi X2是总体 2的 方有 差偏
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第七章 参数估计
例2 设总体 X存在 m阶矩,并设§2 估计标准
EXk k , k 1 , 2 , , m
X1,,Xn是总X体 的样本,A又 k 设 n1 in1 Xik
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第七章 参数估计
§2 估计标准
例3 设总X体 服从区 0, 间 上的均匀分布
中0为未知参 X1, 数,X, n是从该总体中
一个样 求本 的. 矩估计,并验是 证无 是偏否估 . 计
解:1EX 2, A1X 令1A1, 得的矩估计ˆ量 2为 X.
若 L (x 1 , ,x n ;ˆ) m L (x a 1 , ,x x n ;)
则称 ˆ(x1,,xn)为的极大似然. 估计值
称ˆ(X1,,Xn)为的极大似然. 估计
第七章 参数估计
极大似然法求估计量的步骤:(一般情况下) §1 点估计
1) 构 造 似 然 函L(数) :
L (x 1 , ,x n ;ˆ) m L (x a 1 , x ,x n ;)
ˆ与 x1, ,xn有 关ˆ, (x1, 记 ,xn)为 ;
称其为参数 的极大似然估. 计值
ˆ(X1,,Xn)称为参 的 数极大似然 . 估计 这种求未知参 的数 方法称为极大. 似然法
lnxi
i1
令:dl nL 0,
d
得似然方程为
解得 ˆ
n
nin1lnxi
,
0,
n
ln xi

概率论与数理统计PPT课件第七章最大似然估计

概率论与数理统计PPT课件第七章最大似然估计
5
引例 设总体 X 服从0-1分布,且P (X = 1) = p, 用极大似然法求 p 的估计值。 解 X 的概率分布可以写成
P ( X x ) p x (1 p)1 x , x 0,1
设 X1, X2,…, Xn为总体 X 的样本, 设 x1, x2,…, xn为总体 X 的样本值, 则
P ( X1 x1 , X 2 x2 , , X n xn )
p i1 (1 p)
xi
n
n
xi
i 1
n
L( p)
,n
6
xi 0,1, i 1, 2,
对于不同的 p ,L (p)不同,见右下图
Lp 0.01 0.008 0.006 0.004 0.002 0.2 p 0.4 0.6 0.8 1

l ( ) n ln xi
i 1
n
1 ˆ 得 的最大似然估计为 xn
28
dl n xi 0 d i 1
n
例5 设X1,X2,…Xn是取自总体X的一个样本 x 1 , 0 x 1 其中 >0, 求 的最大似然估计. 解:似然函数为
似然函数为:
L( , )
2 i 1
n
1 2
exp{
1 2
2
( xi ) }
2
24
对数似然函数为:
l ( , ) ln L( , )
2 2n n 1 2 ln(2 ) ln( ) 2 2 2 2
( x
i 1
n
i
)
2
, k.
解k个方程组求得1 ,
,k的最大似然估计值。

最大似然估计PPT课件

最大似然估计PPT课件

样本均值:
1 n1 X n1 i1 X i ,
1 Y
n2
样本方差: S12
定理6 设总体 X
1 n1

n1 1 i1 ~ N 1,
X
2 1
i
,

X Y
2
~
n2
Yj
j 1
N 2
S
2 2

,22
1 n2
,则
1
n2

j 1
Yj
Y
2
1 2Pt 1.397 查表得: t 0.10 (8 ) 1.397
1 0.10 2 0.80
例题13-5-2 设总体 X ~ N ,22 , 抽取容量为16的样本
(1)已知 0,求P 16 Xi2 128;
(2) 未知,求P
16
P i1
Xi X
2

100
P
1 22
16 i 1
Xi X
2

100 22


P(
2 2

25)

1

P
(
2 2
25)
1 0.05 0.95

2 0.0 5
(15)

25.0
5
第十三讲:中心极限定理数理统计基本知识
F

S12
S
2 2

2 1

2 2
~ F (n1 1, n2 1)


2 1


Sn112与 112SS22独12 ~立,2 (n1 112与 ), 2222独n立2 ,122

概率论与数理统计PPT课件第七章最大似然估计

概率论与数理统计PPT课件第七章最大似然估计
最大似然估计
• 最大似然估计的概述 • 最大似然估计的数学基础 • 最大似然估计的实现 • 最大似然估计的应用 • 最大似然估计的扩展
01
最大似然估计的概述
定义与性质
定义
最大似然估计是一种参数估计方法, 通过最大化样本数据的似然函数来估 计参数。
性质
最大似然估计是一种非线性、非参数 的统计方法,具有一致性、无偏性和 有效性等优良性质。
无偏性
在某些条件下,最大似然估计的参数估计值是无偏的,即其期望值等于真实值。
最大似然估计的优缺点
• 有效性:在某些条件下,最大似然估计具有最小方差性质, 即其方差达到最小。
最大似然估计的优缺点
非线性
01
最大似然估计是非线性估计方法,对参数的估计可能存在局部
最优解而非全局最优解。
对初值敏感
02
最大似然估计对初值的选择敏感,不同的初值可能导致不同的
04
最大似然估计的应用
在回归分析中的应用
线性回归
最大似然估计常用于线性回归模型的参数估计,通过最大化似然函 数来估计回归系数。
非线性回归
对于非线性回归模型,最大似然估计同样适用,通过将非线性模型 转换为似然函数的形式进行参数估计。
多元回归
在多元回归分析中,最大似然估计能够处理多个自变量对因变量的影 响,并给出最佳参数估计。
最大熵原理与最大似然估计在某些方面具有相似性,例如都追求最大化某种度量, 但在应用场景和约束条件上有所不同。
THANKS
感谢观看
连续型随机变量的概率密度函数
然函数
基于样本数据和假设的概率模型, 计算样本数据在该模型下的可能 性。
似然函数的性质
非负性、归一化、随着样本数据的 增加而增加。

中科大概率统计课件--7-2极大似然估计30页PPT

中科大概率统计课件--7-2极大似然估计30页PPT

,
i1
n
n
而 lnL(p)( xi)ln p(n xi)ln 1 (p).
i1
i1
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第七章 参数估计
例1(续) n
§1 点估计 n
ln L (p )( x i)ln p (n x i)ln 1( p )
i 1
n
i 1 n

d lnL(p)0,即 dp
xi
i1
p
n xi
L
n
n i1
xi
1 ,
ln Lnln 1 nln xi i1 目 录 前一页 后一页 退 出
第七章 参数估计
例4(续) lnLnln 1 nlnxi i1
§1 点估计
d ln L d
n
n
lnxi
i1
令:dl nL 0,
d
得似然方程为
解得 ˆ
n
nin1lnxi
,
0,
n
ln xi
因此 的极大i1似然估计量为 ˆ ; 为, :2)2 1 ex 2 p 12({x)2}
L (,
n
2)
i 1
1 2
ex 2 p 12({ x i)2}
n
(xi )2
(2
) e 2
n 2
i1
22
lnL nln(2)
2
n ln( 2 )
2
1
22
n
(xi )2
i1
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因此极大似然估计法就是要选取这样的数值 作为参数的估计值,使所选取的样本在被选 的总体中出现的可能性为最大.
极大似然估计的基本思想 设总体中含有待估参数 ,它可以取很 多值,我们要在 的一切可能取值之中

概率论与数理统计 71 点估计与最大似然估计 优质课件

概率论与数理统计 71 点估计与最大似然估计 优质课件

10
解方程组即得
1 = 1 ( X1 , X2 ,

k = k ( X1 , X2 ,
, Xn), , Xn),
这就是1 ,2 , ,k 的矩估计量 .
11
例1: 设总体 X 在[a , b]上服从均匀分布, a , b 未知 . X1 , X2 , … , Xn 是来自 X 的样本, 求a , b的矩估计量.
5
一、点估计的概念:
1、定义7.1:
设总体 X 的分布函数为 F( x , θ ), 其中θ 为 未知参数 . 从总体 X 中抽取样本 X1 , X2 ,
… , Xn , 其观测值为 x1 , x2 , … , xn .
构造一个统计量 ( X1 , X2 , , Xn ), 用它的 观测值 ( x1 , x2 , , xn ) 来估计参数 , 称
设总体分布已知, 但含有k个未知数1,2 , ,k ,
若总体 X 的前 k 阶矩均存在 , 则可令
E( X rX
r i
,r =1,2,
,k ,
再利用总体 X 分布已知, 具体求出 E( X r ),
当然它是未知参数 1 ,2 , ,k 的函数, 这样
就得到含 k 个未知数和 k 个方程的方程组 ,
1 n
n i 1
Xi =A1称为一阶样本原点矩,
4
,1 n
n i 1
Xik =Ak称为k阶样本原点矩,
样本k阶中心矩:
Sn2 =
1 n
n
(Xi -X )2=B2称为样本二阶中心矩,
i 1
Snk =
1 n
n i 1
(Xi -X )k =
Bk 称为样本k阶中心矩,

概率密度函数估计

概率密度函数估计

期望风险:
R Ed

(ˆ, ) p(x, )ddx

(ˆ, ) p( | x) p(x)ddx
Ed
R(ˆ | x) p(x)dx Ed 其中,x Ed ,
条件风险: R(ˆ | x) (ˆ, ) p( | x)d
xEd

X
k


T
1 X k
代入上式得
N
1 X k 0
k 1
1
N
X k 0
k 1
所以
1( N X k N ) 0
k 1




1 N
N
Xk
k 1
这说明未知均值的最大似然估计正好是训练样本的算术
平均。
如果必要条件有多解则需从中求似然函数最大者若不满足条件则无一般性方法用其它方法求最大以均匀分布32最大似然估计maximumlikelihoodestimation正态分布下的最大似然估计示例以单变量正态分布为例样本集似然函数32最大似然估计maximumlikelihoodestimation对数似然函数最大似然估计量满足方程32最大似然估计maximumlikelihoodestimation得方程组未知估计服从正态分布所以在正态分布时待估参数为代入上式得所以这说明未知均值的最大似然估计正好是训练样本的算术平均
非参数方法 (nonparametric methods)
不假定数学模型,直接用已知类别的学习样本的先验知识直 接估计数学模型。
二.监督学习与无监督学习 监督学习:在已知类别样本指导下的学习和训练,
参数估计和非参数估计都属于监督学习。
无监督学习:不知道样本类别,只知道样本的某些 信息去估计,如:聚类分析。
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• 问题提出
–贝叶斯决策论 –贝叶斯公式
• 最大似然估计 • 基于最大似然估计的模式分类实例
3
问题提出(1/4)
80条鲑鱼,20条多宝鱼
4
问题提出(2/4)

第一种情况:不知晓这条鱼的任何信息,判决依据P(ωi)的大小;结论: 鲑鱼 第二种情况: 给你这条鱼的宽度值 x,判决依据P (ωi| x);
• 设ωi类样本集有 N 个样本
X{x1,...,xN}
它们是独立地按照概率密度 p(x | ωi ,θ ) 抽取出来的(独立同分布样本)
• 似然函数可以表示为:
N
l( θ ) p ( x 1 ,...,x N |θ )p ( x 1 |θ ) ...p ( x N |θ ) p ( x k |θ ) k 1 含义:从总体中抽取 x1,…xN 这样 N 个样本的联合概率(可能性)
18
讲授提纲
• 问题提出 • 最大似然估计 • 基于最大似然估计的模式分类实例
19
基于最大似然估计的模式分类实例

已知条件:
① 80条鲑鱼,20条多宝鱼 ② 对于宽度特征,两类鱼均服从源自态分布 ③ 箱中这条鱼的宽度为10cm
问题:对箱中的鱼进行贝叶斯分类决策
20
Step1:数据准备
• 数据获取:对80条鲑鱼和20条多宝鱼分别测得他们的宽度值
H()lnp(xk|)1 2ln(22)1 2
xk 2
1 2ln(2
)1(xk1)2
2 2 2
求偏导数
(xk 1)
lnp(xk
|θ) 212
2
(xk 1)2 222
N
H(θ) lnp(xk|θ)0 k1
N
)
0 (
x
k
)
1
)
2
k 1
N
0 )1 2 k1
N k 1
数是未知的
②待估计参数θ 是参确定数性确的定未知但量未知
③按类别将样本划分 c 类,第 i 样本都是从类条件概率密度 p(x |ωi )
的总体中独立地抽取样出来本的独立同分布 ④第 i 类的样本不包类含类有关互θ不j (i≠干j)的扰信息。不同类别的函数在参数上
相互独立,每一类样本可以独立进行处理
9
• 单变量正态分布的概率密度函数
p(x|)
21 exp1 2
x 2
• 要求的未知参数(均值与方差)
θ[1,2]T[,2]T
• 已知 X{x1,x2,...,xN},利用最大似然估计法,针对上述样本集,
求出均值与方差的估计值
θ ) [) 1 ,) 2 ] T [),)2 ] T
16
对数似然函数
贝叶斯决策论
5
问题提出(3/4)
• 贝叶斯公式
类条件概率密度 先验概率
根据领域知识或大量样本中计算
后验概率
各类样本所占的比例得到
p(i|x)
p(x|i) p(i)
p(x)
• 用非正式的英语表述
总体密度
所有样本关于特征x的概率密度
6
问题提出(4/4)
函数形式
已知 未知
估计目标
估计方法
函数中的未知参数
参数估计
( 最大似然估计、贝叶斯估计 )
函数形式
非参数估计 (kn近邻估计、Parzen窗法 )
7
讲授提纲
• 问题提出 • 最大似然估计
–假设条件 –主要思想 –求解方法及解的分析 –正态分布参数的最大似然估计
• 基于最大似然估计的模式分类实例
8
最大似然估计的假设条件
假设条件: ①类条件概率密度函p(x数|ωi形) 的式函数已形知式是已知的,但是其中的某些参
模式识别
条件概率密度函数的最大似然估计
Maximum Likelihood Estimation of Class-conditional Probability Density Function
任课教师: 刘琼
讲授提纲
• 问题提出 • 最大似然估计 • 基于最大似然估计的模式分类实例
2
讲授提纲
1
...
S
12
• 求解过程:
N
l(θ) p(xk | θ) k 1 N
H (θ) ln l(θ) ln p(xk | θ) k 1 N
H (θ ) ln p( x k | θ ) k 1
H (θ) 0
从中求解出 θ 的最大似然估计量
13
最大似然估计结果的分析
)
1
)
1 N
N
xk
k 1
)
2
) 2
1 N
N
( xk ) )2
k 1
• 鲑鱼关于宽度特征的均值和方差的最大似然估计结果:
)5)2 0.05
• 多宝鱼关于宽度特征的均值和方差的最大似然估计结果: )9)2 0.05
• 对数函数是单调增函数,H(θ) 与 l(θ) 的最大值点相同
11
求最大似然估计量的方法
• 如果H(θ) 满足连续可微的数学性质,可以直接应用高等数学的知识来求最
大值点,即求梯度(偏导数),并令其等于零,解线性或者非线性方程组得 到估计量
• 假设: θ[1,...,S]T 有s个参数
• 梯度算子
10
最大似然估计的主要思想
• 最大似然估计的主要思想:如果在一次观察中一个事件出现了,则
我们可以认为这一事件出现的可能性很大。现在,样本集(x1,…xN )在 一次观察(从概率总体中抽取一组样本)中居然出现了,则我们认为似 然函数 l(θ) 应该达到最大值 • 为了便于分析,可以取似然函数的对数,即 H(θ)lnl(θ)
• 数据预处理:剔除野值数据(如发育不正常的个例)
• 特征形成:每一条鱼有两个数据:
✓ 类别标识
✓ 宽度(特征)
+1 6.2 +1 5.7 …… -1 8.9 -1 9.5 …….
21
Step2 :类条件概率密度函数估计
• 两类样本分别满足各自的正态分布,利用最大似然估计方法分别求出鲑
鱼和多宝鱼关于宽度特征的均值和方差的最大似然估计量为
① 可能存在多个解
解决方法:使得似然函数最大的解才是最大似然估计量
14
② 有可能求不出正确的解(比如均匀分布)
p(x|)
2
1
1
,1
2
0, otherwise
H ()N ln (21)
H
1
N
0
1
2 1
H
1
N
0
2
2 1
21 1 m in( X )
2 max( X )
15
例:正态分布函数的最大似然估计
(
x
k
)
)
2 2
1
)2
17
)
1
)
1 N
N
xk
k 1
)
2
) 2
1 N
N
( xk ) )2
k 1
解释:
正态分布总体均值的最大似然估计量是样本属性值的算术平均(无偏)
正态分布总体方差的最大似然估计量是样本方差的算术平均(渐进无偏)
)
2
)2
1 N1
N(xkμ ))2
(无偏)
k1
推广到多元正态分布
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