為了大家可以對貝葉斯算法有更多的了解，人工智能頭條為大家整理過一篇關(guān)于貝葉斯算法的文章。今天將為大家介紹利用貝葉斯統(tǒng)計(jì)的一個(gè)實(shí)踐案例。通項(xiàng)目實(shí)踐達(dá)到學(xué)以致用的目的，相信大家對貝葉斯統(tǒng)計(jì)的理解和掌握都可以更深入，提煉出更精煉的內(nèi)容。

▌前言

我來自越南，在新加坡上高中，目前在美國上大學(xué)。我經(jīng)常聽到身邊的人取笑我看起來很“嬌小”，我應(yīng)該怎樣做運(yùn)動(dòng)，去健身房增重，然后才能有“更好的體格”... ...然而我對這些評(píng)論卻是懷疑的，對于身高1.69米（5’6）和體重58kg（127lb）的人來說，我有接近完美的 BMI 指數(shù)（20.3）。

后來我明白他們沒有在談?wù)?BMI，他們強(qiáng)調(diào)的是體型。

想想看，他們的出發(fā)點(diǎn)是好的：資料顯示越南男性的平均身高與體重是1米62和58kg，鑒于我身高高出了平均值，但體重與越南男性平均體重卻相同，我可能會(huì)“看起來”更瘦一些。 “看起來”圈起來劃重點(diǎn)。 如果體重相同，但是身高更高，那看起來更苗條更修長，這是一件邏輯很簡單的事。而我在考慮這是一個(gè)值得進(jìn)一步探究的科學(xué)問題。

那么問題來了，在身高1米69的越南男性中，我的體型有多瘦小？

我們需要一種方法論的方法來研究這個(gè)主題，一個(gè)好方法是盡可能多地找到越南男子身高和體重的數(shù)據(jù)，看看我的數(shù)據(jù)處于哪個(gè)位置。

▌越南人口概況

在網(wǎng)上搜索后，我找到了一份包含超過10,000名越南人的人口統(tǒng)計(jì)信息調(diào)查研究數(shù)據(jù)。 我將樣本量范圍縮小到18-29歲年齡段的男性。 這使我有383名年齡在18-29歲左右的越南男性的樣本，對于接下來的分析來說已經(jīng)是足夠的了。

首先畫出人口重量直方圖，看看我在越南男性中哪個(gè)位置。

紅線顯示樣本的中位數(shù)，橙色線顯示均值

這個(gè)圖表明，我略低于這383名越南青年體重的平均數(shù)和中位數(shù)。是好消息嗎？ 然而，問題的重點(diǎn)并不在于我的體重與樣本相比如何。假設(shè)越南男性人口的健康狀況良好，并且整個(gè)越南人口可以由這383個(gè)人代表，但考慮到1米68的身高因素，我們可以推斷出我的體重與整個(gè)越南人口相比是什么情況。 為此，我們需要深入研究回歸分析。

第一步繪制關(guān)于身高和體重的二維散點(diǎn)圖。

好吧，我的數(shù)據(jù)看起來處在很平均的位置上。實(shí)際上，如果我們只查看那些身高168cm的人的數(shù)據(jù)（想象一條在168cm處的垂直線，并穿過紅點(diǎn)），那么我的體重比這些人稍輕一些。

另一個(gè)觀察到的重要結(jié)果是，散點(diǎn)圖的離散程度表明了越南男性的身高和體重之間存在著較強(qiáng)的線性關(guān)系。我們將進(jìn)行定量分析以深入了解這種關(guān)系。

我們需要做的是快速添加“標(biāo)準(zhǔn)的最小二乘”線。稍后我會(huì)更多地介紹這條線，但現(xiàn)在先展示它。

我們的最小二乘線是y = -86.32 + 0.889x，會(huì)發(fā)現(xiàn)在我這個(gè)年齡的越南男性的通常情況是，高1厘米體重就會(huì)增加0.88千克。

但是，這并不能回答我們的問題。在身高為1米68時(shí)，58公斤的體重會(huì)被認(rèn)為是太重，太輕或只是平均？ 為了更加定量地解釋這個(gè)問題，如果我們有一個(gè)身高為1米68的人的分布，我的體重下降到25,50或75個(gè)百分點(diǎn)的幾率是多少？ 要做到這一點(diǎn)，需要我們深入挖掘并理解回歸背后的理論。

▌線性回歸的理論

在線性回歸模型中，Y變量的預(yù)期值（在我們的例子中，人的體重）是X（高度）的線性函數(shù)。 我們稱之為線性關(guān)系，其中 β0 和 β1 分別是截距和斜率; 也就是說，我們假設(shè)E（Y | X = x）= β0 + β1 * X。 但是我們不知道 β0 和 β1 的值，因此它就是未知參數(shù)。

在最標(biāo)準(zhǔn)的線性回歸模型中，我們進(jìn)一步假設(shè)給定 X = x下Y的條件分布是正態(tài)分布的。這意味著簡單的線性回歸模型：

可以寫成下面的形式，注意，在許多模型中，我們可以用精度參數(shù) τ 替換方差參數(shù) σ，其中 τ = 1 / σ。

總結(jié)：因變量 Y 服從滿足平均值 μi 和精度參數(shù) τ 的正態(tài)分布。 μi 與由 β0 和 β1 參數(shù)化的 X 是線性關(guān)系

最后，我們還假設(shè)未知方差不依賴于 x ； 這個(gè)假設(shè)被稱為同方差。

上述內(nèi)容可能有點(diǎn)多，可以在下面這張圖中看到剛討論過的內(nèi)容。

在實(shí)際的數(shù)據(jù)分析問題中，我們只給出黑點(diǎn)（數(shù)據(jù)）。我們的目標(biāo)是使用這些數(shù)據(jù)，對我們不知道的事情做出推斷，包括 β0，β1（陰影，藍(lán)色虛線）和 σ（紅色正常密度的寬度）。 注意每個(gè)點(diǎn)周圍的正態(tài)分布看起來完全相同。 這是同方差性的性質(zhì)。

▌參數(shù)估計(jì)

現(xiàn)在，你可以通過幾種方法來估計(jì) β0 和 β1。如果你使用最小二乘法來估計(jì)此類模型，則不必?fù)?dān)心概率公式，因?yàn)槟闼阉?β0 和 β1 的最優(yōu)值的方式是使擬合值與預(yù)測值的平方誤差最小化。另一種，可以使用最大似然估計(jì)來估計(jì)這種模型，你可以通過最大化似然函數(shù)來尋找參數(shù)的最優(yōu)值。

注意：一個(gè)有趣的結(jié)果是（這里沒有數(shù)學(xué)證明），如果我們進(jìn)一步假設(shè)誤差也屬于正態(tài)分布，則最小二乘估計(jì)量也是最大似然估計(jì)量。

▌使用貝葉斯觀點(diǎn)的線性回歸

貝葉斯方法不是單獨(dú)最大化似然函數(shù)，而是假設(shè)了參數(shù)的先驗(yàn)分布并使用貝葉斯定理：

似然函數(shù)與上面的相同，但是不同之處在于對待估計(jì)參數(shù)β0，β1，τ假設(shè)了一些先驗(yàn)分布并且將它們包括到了等式中：

“ 什么是先驗(yàn)，為什么我們的方程看起來復(fù)雜了10倍？”

相信我，這個(gè)先驗(yàn)信息雖然看起來感覺有點(diǎn)奇怪，但它非常直觀。事實(shí)是，有一個(gè)非常強(qiáng)烈的哲學(xué)推理，為什么我們可以使用一些看似任意的分布來確定一個(gè)未知參數(shù)（在我們的例子中是β0，β1，τ）。這些先驗(yàn)分布是為了在看到數(shù)據(jù)之前捕捉我們對數(shù)據(jù)分布特點(diǎn)的看法。在觀察一些數(shù)據(jù)之后，我們應(yīng)用貝葉斯規(guī)則來獲得這些未知參數(shù)的后驗(yàn)分布，它考慮了先驗(yàn)信息和數(shù)據(jù)。從這個(gè)后驗(yàn)分布我們可以計(jì)算數(shù)據(jù)的預(yù)測分布。

這些先驗(yàn)分布是為了表達(dá)我們在看到數(shù)據(jù)之前，對數(shù)據(jù)分布特點(diǎn)的一種假設(shè)

最終的估計(jì)值將取決于（1）你的數(shù)據(jù)和（2）先驗(yàn)信息，但數(shù)據(jù)中包含的信息越多，先驗(yàn)信息的作用就越小。

“所以我可以選擇先驗(yàn)分布嗎？”

這是一個(gè)很好的問題，因?yàn)橛袩o限的選擇。 （理論上）只有一個(gè)正確的先驗(yàn)，即表示你的先驗(yàn)假設(shè)。然而，在實(shí)踐中，先驗(yàn)分布的選擇可能相當(dāng)主觀，有時(shí)甚至是任意的。我們可以選擇標(biāo)準(zhǔn)偏差較大的正態(tài)先驗(yàn)（小精度）。例如，我們可以假設(shè) β0 和 β1 是來自均值為 0 和標(biāo)準(zhǔn)差為 10,000 的正態(tài)分布。這被稱為無信息先驗(yàn)，因?yàn)榛旧线@種分布將是相當(dāng)平坦的（即，它為特定范圍內(nèi)的任何值分配幾乎相等的概率）。

接下來，如果這種先驗(yàn)分布是我們的選擇，我們不必?fù)?dān)心哪個(gè)分布可能會(huì)更好，因?yàn)樗男螤顜缀醵际瞧教沟?，并且后?yàn)分布并不關(guān)心先驗(yàn)分布的分布情況特點(diǎn)。

同樣，對于精度 τ，我們知道這些必須是非負(fù)的，所以選擇一個(gè)限制為非負(fù)值的分布是有意義的。例如，我們可以使用低形狀和尺度參數(shù)的 Gamma 分布。

另一個(gè)有用的非信息選擇是均勻分布。如果你選擇σ或τ的均勻分布，你可能會(huì)得到John K. Kruschke所說的模型。

▌?dòng)肦和JAGS進(jìn)行仿真

迄今為止這個(gè)理論非常好。求解方程在數(shù)學(xué)上具有挑戰(zhàn)性。在絕大多數(shù)情況下，后驗(yàn)分布不會(huì)直接可用（正態(tài)分布和 Gamma 分布是多么的復(fù)雜，你必須將其中的一系列數(shù)據(jù)乘在一起）。

馬爾可夫鏈蒙特卡羅方法通常用于估計(jì)模型的參數(shù)。JAGS工具包幫助我們做到了這一點(diǎn)。

JAGS工具是基于馬爾可夫鏈蒙特卡羅（MCMC）的仿真過程，能產(chǎn)生參數(shù)空間 θ =（β0;β1;τ）的許多迭代結(jié)果。 在該參數(shù)空間中為每個(gè)參數(shù)生成的樣本分布將接近該參數(shù)的總體分布。

為什么會(huì)這樣？ 解釋非常復(fù)雜。簡單的解釋就是：MCMC通過構(gòu)建具有目標(biāo)后驗(yàn)分布的馬爾可夫鏈，從而在后驗(yàn)分布中生成樣本。

講真它并不好玩。 與通常解析方程（2）的方式不同，我們可以做一些聰明的抽樣，從數(shù)學(xué)角度證明我們樣本的分布是 β0，β1，τ 的實(shí)際分布。

▌如何使用這個(gè)JAGS工具呢

我們在R中通過如下步驟運(yùn)行JAGS

第一步，我們用文本格式編寫我們的模型：

然后，我們使用JAGs進(jìn)行模擬。在這里，我設(shè)定 JAGs 模擬參數(shù)空間θ 10000次的值。在這樣的采樣之后，我們可以得到如下所示θ=（β0;β1;τ）的采樣數(shù)據(jù)。

現(xiàn)在我們對參數(shù)空間θ進(jìn)行10,000次迭代，記住通過公式：

這意味著，如果我們用 x = 168 cm 代替每次迭代，我們將找到 10,000 個(gè)體重值，并且因此給出高度為 168 cm 的體重分布。

我們現(xiàn)在是在給定身高條件下，計(jì)算我體重的百分位。我們能做的就是根據(jù)我的身高找到我體重百分位數(shù)的分布。

現(xiàn)在，這個(gè)圖告訴我們的是，我的體重（給定168厘米的身高）最有可能位于越南人口模擬數(shù)據(jù)的0.3％左右。例如，我們可以找到我的體重在前40個(gè)百分點(diǎn)或更少的百分位數(shù)。

所以絕大多數(shù)證據(jù)表明身高168厘米，體重58公斤會(huì)使我處于越南人口分布中百分位數(shù)較低的位置。也許是時(shí)候去健身房并增加一些體重了。畢竟，如果你不能相信貝葉斯統(tǒng)計(jì)的結(jié)果，你還能相信什么呢？