朴素贝叶斯法的参数估计

朴素贝叶斯法需要估计参数$P(Y=c_k)$和$P(X_j=x_j|Y=c_k)$

$y=f(x)=\arg \max_{c_k}\prod_{j=1}^n P(X_j=x_j|Y=c_k)P(Y=c_k)$

假定数据集$T=\{(x^{(1)},y^{(1)}),(x^{(2)},y^{(2)}),...,(x^{(m)},y^{(m)})\}$，其中$x\in \mathcal{X}\subseteq R^n$，$y\in \mathcal{Y}=\{c_1, c_2,...,c_K\}$。$X$是定义在输入空间$\mathcal{X}$上的$n$维随机向量，$Y$是定义在输出空间$\mathcal{Y}$上的随机变量。

1. 极大似然估计

应用极大似然估计法估计相应参数。

先验概率$P(Y=c_k)$的极大似然估计是：

$P(Y=c_k)=\dfrac{\displaystyle\sum_{i=1}^mI(y^{(i)}=c_k)}{m},\ k=1,2,...,K$

其中$I(y_i=c_k)$是指示函数，当$y_i=c_k$时值为1，其他情况下为0。$m$为数据集里的数据量。

假定输入的$n$维特征向量$x$的第$j$维可能的取值为$\{x_{j1},x_{j2},...x_{js_{j}}\}$，则条件概率$P(X_j=x_{jl}|Y=c_k)$的极大似然估计是：

$P(X_j=x_{jl}|Y=c_k)=\dfrac{\displaystyle\sum_{i=1}^mI(x_j^{(i)}=x_{jl},y^{(i)}=c_k)}{\displaystyle\sum_{i=1}^mI(y^{(i)}=c_k)}$

$j=1,2,...,n;\ l=1,2,...,s_j;\ k=1,2,...,K$

其中$x_j^{(i)}$是第$i$个样本的第$j$个特征，$x_{jl}$是第$j$个特征的可能取的第$l$个值，$I$为指示函数。

这里证明一下先验概率$P(Y=c_k)$的极大似然估计（参考 https://www.zhihu.com/question/33959624 ）。

令参数$P(Y=c_k)=\theta_k,\ k=1,2,...,K$。则随机变量$Y$的概率可以用参数来表示为$P(Y)=\displaystyle\sum_{k=1}^K\theta_kI(Y=c_k)$，其中$I$是指示函数。极大似然函数

$L(\theta_k;y^{(1)},y^{(2)},...,y^{(m)})=\displaystyle\prod_{i=1}^mp(y^{(i)})=\displaystyle\prod_{k=1}^K\theta_k^{t_k}$

其中$m$是样本总数，$t_k$为样本中$Y=c_k$的样本数目，满足$\displaystyle\sum_{k=1}^Kt_k=m$。取对数得到

$ln(L(\theta_k))=\displaystyle\sum_{k=1}^Kt_kln\theta_k$

要求该函数的最大值，同时有约束条件$\displaystyle\sum_{k=1}^K\theta_k=1$。利用拉格朗日乘子法，

$l(\theta_k,\lambda)=\displaystyle\sum_{k=1}^Kt_kln\theta_k+\lambda(\displaystyle\sum_{k=1}^K\theta_k-1)$

求导可以得到

$\dfrac{\partial l(\theta_k,\lambda)}{\partial \theta_k}=\dfrac{t_k}{\theta_k}+\lambda=0$

得到：

$t_k=-\lambda{\theta_k},\ k=1,2,...,K$

将所有的$K$个式子加起来，得到$\displaystyle\sum_{k=1}^Kt_k=-\displaystyle\sum_{k=1}^K\lambda{\theta_k}$，同时结合约束条件$\displaystyle\sum_{k=1}^K\theta_k=1$，可得$\lambda=-m$。最终可得

$P(Y=c_k)=\theta_k=\dfrac{t_k}{m}$

证明完毕。其他更多的详细证明请参考以上链接。

2. 贝叶斯估计

用极大似然估计可能出现所要估计的参数值为0的情况，这会影响到连乘时的值直接为0，使分类结果产生偏差。解决这一问题的方法是采用贝叶斯估计。

条件概率的贝叶斯估计是

$P_{\lambda}(X_j=x_{jl}|Y=c_k)=\dfrac{\displaystyle\sum_{i=1}^mI(x_j^{(i)}=x_{jl},y^{(i)}=c_k)+\lambda}{\displaystyle\sum_{i=1}^mI(y^{(i)}=c_k)+s_j\lambda}$

式中$\lambda \geqslant0$，$s_j$是特征向量的第$j$维可能的取值数量。显然$P_{\lambda}(X_j=x_{jl}|Y=c_k)>0$，且$\displaystyle\sum_{l=1}^{s_j}P_{\lambda}(X_j=x_{jl}|Y=c_k)=1$。

这等价于在随机变量各个取值的频数上赋予一个正数$\lambda>0$。当$\lambda=0$时，就是极大似然估计。常取$\lambda=1$，这时称为拉布普拉斯平滑（Laplace smoothing）。

先验概率的贝叶斯估计是

$P_{\lambda}(Y=c_k)=\dfrac{\displaystyle\sum_{i=1}^mI(y^{(i)}=c_k)+\lambda}{m+K\lambda}$

同样$\lambda \geqslant0$。

示例

由下表的训练数据学习一个朴素贝叶斯分类器并确定$x=(2,S)^T$的类标记$y$。

表中$X_1$，$X_2$为特征，取值的集合分别为$A_1=\{1,2,3\}$，$A_2=\{S,M,L\}$，$Y$为类标记，$Y\in C=\{1,-1\}$。

极大似然估计：

$P(Y=1)=\dfrac{9}{15}$，$P(Y=-1)=\dfrac{6}{15}$

$P(X_1=1|Y=1)=\dfrac{2}{9}$，$P(X_1=2|Y=1)=\dfrac{3}{9}$，$P(X_1=3|Y=1)=\dfrac{4}{9}$

$P(X_2=S|Y=1)=\dfrac{1}{9}$，$P(X_2=M|Y=1)=\dfrac{4}{9}$，$P(X_2=L|Y=1)=\dfrac{4}{9}$

$P(X_1=1|Y=-1)=\dfrac{3}{6}$，$P(X_1=2|Y=-1)=\dfrac{2}{6}$，$P(X_1=3|Y=-1)=\dfrac{1}{6}$

$P(X_2=S|Y=-1)=\dfrac{3}{6}$，$P(X_2=M|Y=-1)=\dfrac{2}{6}$，$P(X_2=L|Y=-1)=\dfrac{1}{6}$

对于给定的$x=(2,S)^T$计算：

$P(Y=1)P(X_1=2|Y=1)P(X_2=S|Y=1)=\dfrac{9}{15}\cdot \dfrac{3}{9} \cdot \dfrac{1}{9}=\dfrac{1}{45}$

$P(Y=-1)P(X_1=2|Y=-1)P(X_2=S|Y=-1)=\dfrac{6}{15}\cdot \dfrac{2}{6} \cdot \dfrac{3}{6}=\dfrac{1}{15}$

当$Y=-1$时比较大，所以$y=-1$。

拉普拉斯平滑估计（$\lambda=1$）：

$P(Y=1)=\dfrac{10}{17}$，$P(Y=-1)=\dfrac{7}{17}$

$P(X_1=1|Y=1)=\dfrac{3}{12}$，$P(X_1=2|Y=1)=\dfrac{4}{12}$，$P(X_1=3|Y=1)=\dfrac{5}{12}$

$P(X_2=S|Y=1)=\dfrac{2}{12}$，$P(X_2=M|Y=1)=\dfrac{5}{12}$，$P(X_2=L|Y=1)=\dfrac{5}{12}$

$P(X_1=1|Y=-1)=\dfrac{4}{9}$，$P(X_1=2|Y=-1)=\dfrac{3}{9}$，$P(X_1=3|Y=-1)=\dfrac{2}{9}$

$P(X_2=S|Y=-1)=\dfrac{4}{9}$，$P(X_2=M|Y=-1)=\dfrac{3}{9}$，$P(X_2=L|Y=-1)=\dfrac{2}{9}$

对于给定的$x=(2,S)^T$计算

$P(Y=1)P(X_1=2|Y=1)P(X_2=S|Y=1)=\dfrac{10}{17}\cdot \dfrac{4}{12} \cdot \dfrac{2}{12}=\dfrac{5}{153}=0.03$

$P(Y=-1)P(X_1=2|Y=-1)P(X_2=S|Y=-1)=\dfrac{7}{17}\cdot \dfrac{3}{9} \cdot \dfrac{4}{9}=\dfrac{28}{459}=0.06$

由于$Y=-1$时，比较大，所以$y=-1$。