随机采样之接受拒绝采样

之前提到的逆变换采样(Inverse Transform Sampling)是一种生成随机样本的方法,它利用累积分布函数(CDF)的逆函数来生成具有特定分布的随机变量。以下是逆变换采样的缺点:

  1. 计算复杂性:对于某些分布,找到累积分布函数(CDF)的逆函数可能是困难的,甚至是不可能的。
  2. 效率问题:对于具有重尾分布的随机变量,逆变换采样可能非常低效,因为CDF的逆可能需要大量的计算。
  3. 数值稳定性:在数值计算中,由于浮点数的精度限制,逆变换采样可能会引入误差,尤其是在CDF的值接近1时。

一、接受拒绝采样

接受-拒绝采样(Accept-Reject Sampling)方法是一种更为通用的采样方法,它可以用来生成具有任意分布的随机样本。这种方法不要求我们知道CDF的逆,而是利用一个简单的概率分布(称为提议分布)来生成样本,然后以一定的概率接受或拒绝这些样本。

接收-拒绝采样的基本步骤:

  1. 选择提议分布 g ( x ) g(x) g(x):选择一个容易从中抽样的分布 g ( x ) g(x) g(x),并且确保对于所有的 x x x,有 f ( x ) ≤ M ⋅ g ( x ) f(x) \leq M \cdot g(x) f(x)≤M⋅g(x),其中 f ( x ) f(x) f(x)是目标分布, M M M是一个正常数。

  2. 抽样 :从提议分布 g ( x ) g(x) g(x)中抽取样本 x x x和从均匀分布 U ( 0 , 1 ) U(0, 1) U(0,1)中抽取样本 u u u。

  3. 接受-拒绝条件 :如果 u ≤ f ( x ) M ⋅ g ( x ) u \leq \frac{f(x)}{M \cdot g(x)} u≤M⋅g(x)f(x),则接受 x x x作为目标分布 f ( x ) f(x) f(x)的一个样本;否则拒绝 x x x。

接受拒绝采样可以使用下图进行表示(图片来源:【数之道】马尔可夫链蒙特卡洛方法是什么?十五分钟理解这个数据科学难点)。

二、接受拒绝采样证明

要证明接收-拒绝采样确实产生服从目标分布 f ( x ) f(x) f(x)的样本,我们需要证明对于所有的 x x x,有:
P ( X = x ) = f ( x ) (1) P(X=x) = f(x)\tag1 P(X=x)=f(x)(1)

其中 P ( X = x ) P(X=x) P(X=x)是样本 x x x被接受的概率。

证明:
  1. 接受概率 :样本 x x x被接受的概率是 f ( x ) M ⋅ g ( x ) \frac{f(x)}{M \cdot g(x)} M⋅g(x)f(x),因为 u u u是从 U ( 0 , 1 ) U(0, 1) U(0,1)中抽取的。

  2. 联合概率 :样本 x x x从提议分布 g ( x ) g(x) g(x)中抽取的概率是 g ( x ) g(x) g(x),并且 u u u在 [ 0 , f ( x ) M ⋅ g ( x ) ) [0, \frac{f(x)}{M \cdot g(x)}) [0,M⋅g(x)f(x))区间的概率是 f ( x ) M ⋅ g ( x ) \frac{f(x)}{M \cdot g(x)} M⋅g(x)f(x)。因此,联合概率是:

    P ( X = x , U ≤ f ( x ) M ⋅ g ( x ) ) = g ( x ) ⋅ f ( x ) M ⋅ g ( x ) = f ( x ) M (2) P(X=x, U \leq \frac{f(x)}{M \cdot g(x)}) = g(x) \cdot \frac{f(x)}{M \cdot g(x)} = \frac{f(x)}{M}\tag2 P(X=x,U≤M⋅g(x)f(x))=g(x)⋅M⋅g(x)f(x)=Mf(x)(2)

  3. 边缘概率 :现在我们需要计算 X X X的边缘概率 P ( X = x ) P(X=x) P(X=x),即样本 x x x被接受的总概率。由于 u u u是均匀分布的,我们可以将联合概率在 u u u的所有可能值上积分:

    P ( X = x ) = ∫ 0 1 P ( X = x , U = u )   d u = ∫ 0 1 f ( x ) M   d u = f ( x ) M ⋅ ∫ 0 1 d u = f ( x ) M (3) P(X=x) = \int_0^1 P(X=x, U=u) \, du = \int_0^1 \frac{f(x)}{M} \, du = \frac{f(x)}{M} \cdot \int_0^1 du = \frac{f(x)}{M}\tag3 P(X=x)=∫01P(X=x,U=u)du=∫01Mf(x)du=Mf(x)⋅∫01du=Mf(x)(3)

  4. 归一化常数 :由于 M M M是使得 f ( x ) ≤ M ⋅ g ( x ) f(x) \leq M \cdot g(x) f(x)≤M⋅g(x)对所有 x x x成立的最小常数,我们可以将上式中的 M M M移到 f ( x ) f(x) f(x)的定义中,从而得到:

    P ( X = x ) = f ( x ) (4) P(X=x) = f(x)\tag4 P(X=x)=f(x)(4)

    这就证明了接收-拒绝采样确实产生了服从目标分布 f ( x ) f(x) f(x)的样本。

三、接受拒绝采样模拟

借用作者anshuai_aw1的例子,设我们需要采样的pdf为:
f ( x ) = 0.3 exp ⁡ ( − ( x − 0.3 ) 2 ) + 0.7 exp ⁡ ( − ( x − 2 ) 2 / 0.3 ) (5) f(x)=0.3 \exp \left(-(x-0.3)^{2}\right)+0.7 \exp \left(-(x-2)^{2} / 0.3\right)\tag5 f(x)=0.3exp(−(x−0.3)2)+0.7exp(−(x−2)2/0.3)(5)

其归一化常数为 Z = 1.2113 Z = 1.2113 Z=1.2113, 参考分布为 g ( x ) = N ( μ = 1.4 , σ 2 = ( 1. 2 2 ) ) g(x) =N(\mu=1.4,\sigma^2=(1.2^2)) g(x)=N(μ=1.4,σ2=(1.22)), M = 2.5 M=2.5 M=2.5, 以确保 M ⋅ g ( x ) ≥ f ( x ) M \cdot g(x) \geq f(x) M⋅g(x)≥f(x)。采样的代码如下:

python 复制代码
import numpy as np
import matplotlib.pyplot as plt

def f(x):
    return (0.3*np.exp(-(x-0.3)**2) + 0.7* np.exp(-(x-2.)**2/0.3))/1.2113
x = np.arange(-4.,6.,0.01)
plt.plot(x,f(x),color = "red")

size = int(1e+07)
mu = 1.4
sigma = 1.2
M = 2.5

x = np.random.normal(loc = mu,scale = sigma, size = size)
g_x = 1/(np.sqrt(2*np.pi)*sigma)*np.exp(-0.5*(x-mu)**2/sigma**2)
u = np.random.uniform(low = 0, high = M*g_x, size = size)  #在[0,M*g_x]中均匀采样
fx =  0.3*np.exp(-(x-0.3)**2) + 0.7* np.exp(-(x-2.)**2/0.3)
sample = x[u <= fx] # u < fx(x)
plt.hist(sample,bins=150, density=True, edgecolor='black')
plt.show()

结果如下,其中红色曲线的是公式(5)所示pdf的图像,蓝色区域是采样结果,可见采样结果跟真实分布几乎一致。

参考资料:

[1]【数之道】马尔可夫链蒙特卡洛方法是什么?十五分钟理解这个数据科学难点

[2] 逆采样(Inverse Sampling)和拒绝采样(Reject Sampling)原理详解

相关推荐
佚名ano1 天前
阻尼Newton方法-数值最优化方法-课程学习笔记-5
笔记·学习·概率论
A Runner for leave3 天前
概率论和数理统计知识点汇总——第二章随机变量的分布与数字特征
概率论
jun7788953 天前
正态分布密度函数的基本概念
概率论
孤单网愈云4 天前
11.13机器学习_贝叶斯和决策树
决策树·机器学习·概率论
颹蕭蕭4 天前
均值方差增量计算
算法·均值算法·概率论
阑梦清川4 天前
概率论之常见分布与matlab绘图
开发语言·matlab·概率论
行码棋5 天前
概率论公式整理
概率论
MarkHD7 天前
第十三天 概率论与统计学
概率论
无水先生12 天前
ML 系列赛: 第 22 节 — 离散概率分布 (Multinoulli Distribution)
概率论
qzhqbb12 天前
贝叶斯定理
概率论