Questions tagged «posterior»

指以贝叶斯统计中的数据为条件的参数的概率分布。

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帮助我了解贝叶斯先验和后验分布
在一组学生中,有18个学生中有2个是惯用左手的。假设先验信息不足,则找到惯用左手的学生在人群中的后验分布。总结结果。根据文献,5-20%的人是左撇子。事先考虑这些信息并计算新的后验。 我知道应该在这里使用beta发行版。首先,αα\alpha和ββ\beta值为1?我在后验材料中找到的等式是 π(r|Y)∝r(Y+−1)×(1−r)(N−Y+−1)π(r|Y)∝r(Y+−1)×(1−r)(N−Y+−1)\pi(r \vert Y ) \propto r^{(Y +−1)} \times (1 − r)^{(N−Y +−1)} \\ Y=2Y=2Y=2,N=18N=18N=18 为什么方程式中的?(rrrrrr表示惯用左手的人的比例)。这是未知的,那么怎么在等式中呢?对我来说,似乎是可笑的计算rrr给出并使用方程给出的。好吧,对于样本 2/18,结果为0,0019。该˚F我应该从演绎?YYYrrrrrrr=2/18r=2/18r=2/180,00190,00190,0019fff 在已知和,给出的期望值的方程更好地工作,给了我,这听起来很正确。方程为其中值分配给和。考虑到先验信息,我应该给和提供什么值?RRRYYYNNN0,150,150,15E(r|X,N,α,β)=(α+X)/(α+β+N)E(r|X,N,α,β)=(α+X)/(α+β+N)E(r | X, N, α, β) = (α + X)/(α + β + N)111αααβββαααβββ 一些提示将不胜感激。关于先验和后验分布的一般性演讲也不会受到伤害(我含糊其词,但含糊其词)也要记住,我不是一个非常高级的统计学家(实际上,我是主要行业的政治学家),所以高等数学可能会飞过我的脑海。

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什么是后验预测检查,什么使它们有用?
我了解后验预测分布是什么,并且我一直在阅读有关后验预测检查的信息,尽管我尚不清楚它的作用。 后验检查到底是什么? 为什么有些作者说进行后验预测检查是“两次使用数据”并且不应被滥用?(甚至不是贝叶斯)?(例如,看到这个或这个) 这项检查到底有什么用?真的可以用于模型选择吗?(例如,是否同时考虑适应性和模型复杂性?)

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后验和后验预测分布有什么区别?
我知道什么是后验,但我不确定后者意味着什么? 两者有何不同? 凯文·P·墨菲(Kevin P Murphy)在他的教科书《机器学习:概率论》中指出,这是“一种内部信念状态”。那个的真实意义是什么?我的印象是,先验代表您的内部信念或偏见,我在哪里做错了?

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不合适的先验如何导致正确的后验分布?
我们知道,在适当分配优先权的情况下, P(θ | X)= P(X| θ )P(θ )P(X)P(θ∣X)=P(X∣θ)P(θ)P(X)P(\theta \mid X) = \dfrac{P(X \mid \theta)P(\theta)}{P(X)} α P(X| θ )P(θ )∝P(X∣θ)P(θ) \propto P(X \mid \theta)P(\theta)。 该步骤的通常的理由是,边缘分布XXX,P(X)P(X)P(X),是相对于恒定θθ\theta和导出后验分布时可因此被忽略。 但是,如果先验不正确,您如何知道后验分布实际上存在?这个看似循环的论点似乎有些缺失。换句话说,如果我假设后验存在,那么我就会理解如何推导后验的机制,但是我似乎缺少关于为何甚至存在的理论依据。 PS我也认识到,在某些情况下,先验错误会导致后验错误。


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后验与先验和可能性大不相同
如果先验和可能性彼此之间非常不同,则有时会发生后验与两者都不相似的情况。例如,请参阅此图片,它使用正态分布。 尽管从数学上讲这是正确的,但是这似乎与我的直觉不符-如果数据与我坚信不移的信念或数据不符,我希望这两个范围都不会表现良好,并且期望后验整个范围或围绕先验和可能性的双峰分布(我不确定哪个更合乎逻辑)。我当然不会期望在既不符合我先前的信念也不符合数据的范围内出现后紧态。我知道随着收集到更多数据,后验将朝着可能性发展,但是在这种情况下,这似乎是违反直觉的。 我的问题是:我对这种情况的理解是有缺陷的(还是有缺陷的)。在这种情况下,后验函数是否正确?如果没有,还可以如何建模? 为了完整性起见,先验被指定为,似然度被指定为。N(μ = 6.1 ,σ = 0.4 )ñ(μ = 1.5 ,σ= 0.4 )N(μ=1.5,σ=0.4)\mathcal{N}(\mu=1.5, \sigma=0.4)ñ(μ = 6.1 ,σ= 0.4 )N(μ=6.1,σ=0.4)\mathcal{N}(\mu=6.1, \sigma=0.4) 编辑:看一些给出的答案,我觉得我没有很好地解释这种情况。我的观点是,鉴于模型中的假设,贝叶斯分析似乎会产生非直觉的结果。我的希望是,后验将以某种方式“解释”错误的建模决策,但考虑到这一点绝对不是这种情况。我将在回答中对此进行扩展。


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如何将贝叶斯定理应用于寻找海上迷路的渔夫
文章“不断更新的可能性”提到了一个长岛渔民的故事,他的生活完全归功于贝叶斯统计局。这是简短的版本: 午夜时分,船上有两名渔民。当一个人睡着时,另一个掉入大海。整个晚上,船将继续自动驾驶,直到第一个家伙最终醒来并通知海岸警卫队。海岸警卫队使用一款名为SAROPS(搜索和救援最佳计划系统)的软件来及时找到他,因为他的体温过低并且几乎没有精力维持生存。 这是长版:海中的斑点 我想了解更多有关贝叶斯定理在此处实际应用的信息。我通过谷歌搜索发现了很多有关SAROPS软件的信息。 SAROPS模拟器 模拟器组件考虑了及时的数据,例如洋流,风等,并模拟了数千种可能的漂移路径。根据这些漂移路径,创建概率分布图。 请注意,以下图形并不涉及我上面提到的失踪渔夫的情况,而是本演示文稿中的一个玩具示例。 概率图1(红色表示最高概率;蓝色表示最低概率) 请注意是起始位置的圆圈。 概率图2-过去了更多的时间 请注意,概率图已变为多峰。这是因为在此示例中,考虑了多个方案: 人在水上漂浮-中上模式 该人处于救生筏中(受北方风的影响更大)-底部2种模式(由于“吉宾效应”而分裂) 概率图3-搜索沿红色的矩形路径进行。 此图显示了计划者(SAROPS的另一个组件)产生的最佳路径。如您所见,模拟器已搜索了这些路径,并且概率图已更新。 您可能想知道为什么搜索的区域没有减少到零概率。这是因为考虑到的可能性,搜索者有可能忽略水中的那个人,这是一个不可忽略的机会。可以理解的是,一个独居的人的失败概率要比救生筏上的一个人(容易看到)要高得多,这就是为什么顶部区域的概率没有下降太多的原因。p(fail)p(fail)p(\text{fail}) 搜索失败的影响 这就是贝叶斯定理发挥作用的地方。进行搜索后,概率图将相应更新,因此可以最佳地计划另一个搜索。 在审查了维基百科上的贝叶斯定理并在BetterExplained.com上的文章贝叶斯定理的直观(简短)解释之后 我采用了贝叶斯方程: P(A∣X)=P(X∣A)×P(A)P(X)P(A∣X)=P(X∣A)×P(A)P(X) P(\text{A}\mid\text{X}) = \frac{P(\text{X}\mid\text{A}) \times P(\text{A})}{P(\text{X})} 并将A和X定义如下... 事件A:此人位于该区域(网格单元) 测试X:在该区域(网格单元)上搜索失败,即搜索了该区域并且没有看到任何内容 屈服 P(person there∣unsuccessful)=P(unsuccessful∣person there)×P(person there)P(unsuccessful)P(person there∣unsuccessful)=P(unsuccessful∣person there)×P(person there)P(unsuccessful) P(\text{person there}\mid\text{unsuccessful}) = \frac{P(\text{unsuccessful}\mid\text{person there}) \times P(\text{person there})}{P(\text{unsuccessful})} 我在搜索和救援最佳规划系统中发现,SAROPS 通过考虑搜索路径和模拟漂移路径来计算搜索失败的概率。因此,为简单起见,假设我们知道是什么。P(fail)P(fail)P(\text{fail})P(fail)P(fail)P(\text{fail}) 现在我们有了 P(person there∣unsuccessful)=P(fail)×P(person …

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如果我们已经知道后验分布,为什么需要从后验分布中采样?
我的理解是,当使用贝叶斯方法估算参数值时: 后验分布是先验分布和似然分布的组合。 我们通过从后验分​​布生成样本来模拟此过程(例如,使用Metropolis-Hasting算法生成值,如果它们超过属于后验分布的概率的某个阈值,则接受它们)。 生成此样本后,我们将使用它来近似后验分布以及诸如均值之类的东西。 但是,我觉得我一定是误会了。听起来我们有一个后验分布,然后从中进行采样,然后使用该样本作为后验分布的近似值。但是,如果我们有后验分布开始,为什么我们需要从中进行采样来近似呢?

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当我们通常使用无信息或主观先验时,贝叶斯框架在解释方面如何更好?
人们经常认为贝叶斯框架在解释(相对于频繁主义者)方面具有很大的优势,因为贝叶斯框架在给定数据而不是频繁主义者框架中的p (x | θ )的情况下计算参数的概率。到目前为止,一切都很好。p (θ | x )p(θ|X)p(\theta|x)p (x | θ )p(X|θ)p(x|\theta) 但是,整个方程式基于: p (θ | x )= p (x | θ )。p (θ )p (x )p(θ|X)=p(X|θ)。p(θ)p(X)p(\theta|x) = {p(x|\theta) . p(\theta) \over p(x)} 在我看来有点可疑,原因有两个: 在许多论文中,通常使用无信息的先验(均匀分布),然后仅使用,因此贝叶斯算法与常客得到的结果相同-那么贝叶斯框架如何更好地解释,当贝叶斯后验概率和常客概率是相同的分布时?它只是产生相同的结果。p (θ | x )= p (x | θ )p(θ|X)=p(X|θ)p(\theta|x) = p(x|\theta) 当使用信息先验时,您会得到不同的结果,但是贝叶斯方法受主观先验的影响,因此整个也具有主观色彩。p (θ | …

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多元正常后验
这是一个非常简单的问题,但我无法在互联网上或书中的任何地方找到推导。我想看到一个贝叶斯如何更新多元正态分布的推导。例如:想象一下 P(x|μ,Σ)P(μ)==N(μ,Σ)N(μ0,Σ0).P(x|μ,Σ)=N(μ,Σ)P(μ)=N(μ0,Σ0). \begin{array}{rcl} \mathbb{P}({\bf x}|{\bf μ},{\bf Σ}) & = & N({\bf \mu}, {\bf \Sigma}) \\ \mathbb{P}({\bf \mu}) &= & N({\bf \mu_0}, {\bf \Sigma_0})\,. \end{array} 观察一组x1...xnx1...xn{\bf x_1 ... x_n},我想计算P(μ|x1...xn)P(μ|x1...xn)\mathbb{P}({\bf \mu | x_1 ... x_n})。我知道答案是P(μ|x1...xn)=N(μn,Σn)P(μ|x1...xn)=N(μn,Σn)\mathbb{P}({\bf \mu | x_1 ... x_n}) = N({\bf \mu_n}, {\bf \Sigma_n})其中 μnΣn==Σ0(Σ0+1nΣ)−1(1n∑i=1nxi)+1nΣ(Σ0+1nΣ)−1μ0Σ0(Σ0+1nΣ)−11nΣμn=Σ0(Σ0+1nΣ)−1(1n∑i=1nxi)+1nΣ(Σ0+1nΣ)−1μ0Σn=Σ0(Σ0+1nΣ)−11nΣ \begin{array}{rcl} \bf \mu_n &=& \displaystyle\Sigma_0 \left(\Sigma_0 …

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这种后验分布图怎么了?
我收到以下图片,该图片说明了后验概率分布是先验分布和似然分布的组合。 有人告诉我图像有问题,即后验分布不能具有似然函数形式的形式。但是我正在努力思考图像出了什么问题。 后验似乎是可能性,但是被先验分布拉到右边。这与我对应该发生的事情的理解相符,并且很有意义。有谁知道可能出什么问题了? 我唯一的想法是,后方的面积可能会比似然度下的面积略小。尽管考虑到后部的可能性似乎比可能性要大一些,但似乎提出了一个非常挑剔的方面。

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lmer模型使用哪种多重比较方法:lsmeans或glht?
我正在使用具有一个固定效果(条件)和两个随机效果(由于主题设计和配对而导致的参与者)的混合效果模型分析数据集。该模型是使用lme4包生成的exp.model<-lmer(outcome~condition+(1|participant)+(1|pair),data=exp)。 接下来,我针对没有固定效果(条件)的模型对该模型进行了似然比检验,结果有显着差异。我的数据集中有3个条件,因此我想进行多重比较,但不确定使用哪种方法。我在CrossValidated和其他论坛上发现了许多类似的问题,但我仍然很困惑。 据我所见,人们建议使用 1.该lsmeans包- lsmeans(exp.model,pairwise~condition)这给了我下面的输出: condition lsmean SE df lower.CL upper.CL Condition1 0.6538060 0.03272705 47.98 0.5880030 0.7196089 Condition2 0.7027413 0.03272705 47.98 0.6369384 0.7685443 Condition3 0.7580522 0.03272705 47.98 0.6922493 0.8238552 Confidence level used: 0.95 $contrasts contrast estimate SE df t.ratio p.value Condition1 - Condition2 -0.04893538 0.03813262 62.07 -1.283 0.4099 Condition1 - …

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估计多元高斯的协方差后验分布
我需要以很少的样本“学习”一个双变量高斯分布,但是对于先验分布有一个很好的假设,因此我想使用贝叶斯方法。 我定义我的在先: P(μ)∼N(μ0,Σ0)P(μ)∼N(μ0,Σ0) \mathbf{P}(\mathbf{\mu}) \sim \mathcal{N}(\mathbf{\mu_0},\mathbf{\Sigma_0}) μ0=[00] Σ0=[160027]μ0=[00] Σ0=[160027] \mathbf{\mu_0} = \begin{bmatrix} 0 \\ 0 \end{bmatrix} \ \ \ \mathbf{\Sigma_0} = \begin{bmatrix} 16 & 0 \\ 0 & 27 \end{bmatrix} 和我的分销给定的假说 P(x|μ,Σ)∼N(μ,Σ)P(x|μ,Σ)∼N(μ,Σ) \mathbf{P}(x|\mathbf{\mu},\mathbf{\Sigma}) \sim \mathcal{N}(\mathbf{\mu},\mathbf{\Sigma}) μ=[00] Σ=[180018]μ=[00] Σ=[180018] \mathbf{\mu} = \begin{bmatrix} 0 \\ 0 \end{bmatrix} \ \ \ \mathbf{\Sigma} = …


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