Derivación de Normal-Wishart posterior


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Estoy trabajando en la derivación de un Normal-Wishart posterior, pero estoy atascado en uno de los parámetros (el posterior de la matriz de escala, ver en la parte inferior).

Solo por contexto e integridad, aquí está el modelo y el resto de las derivaciones:

xiN(μ,Λ)μN(μ0,(κ0Λ)1)ΛW(υ0,W0)

Las formas ampliadas de cada uno de los tres factores son (hasta una constante de proporcionalidad) son:

  • Probabilidad:

    N(xi|μ,Λ)|Λ|N/2exp(12i=1N(xiTΛxi2μTΛxi+μTΛμ))
  • Normal anterior:

    N(μ|(μ0,κ0Λ)1)|Λ|1/2exp(12(μTκ0Λμ2μTκ0Λμ0+μ0Tκ0Λμ0))
  • Wishart anterior:

    W(Λ|υ0,W0)|Λ|υ0D12exp(12tr(W01Λ))

Queremos el Normal-Wishart posterior ( ) que se puede descomponer como así como :μ,Λ|μ,κ,υ,WN(μ|μ,κΛ)W(Λ|υ,W)

Degreso de libertadυ

Al fusionar los primeros factores de probabilidad y Wishart obtenemos el primer factor del factor Wishart en la parte posterior: y, por lo tanto, tenemos el primer parámetro de la parte posterior:

|Λ|υ0+ND12
υ=υ0+N

Factor de escalaκ

Identificamos los elementos rodeados por y para encontrar quién es el actualizado por la probabilidad: y, por lo tanto, obtuvimos el segundo parámetro: μTμκ0Λ

μT((κ0+N)Λ)μ
κ=κ0+N

Mediaμ

El tercer parámetro proviene de identificar lo que está dentro de : Y por lo tanto tenemos el tercer parámetro: 2μT...

2μT(ΛNx¯+κ0Λμ0)=2μTκΛμ(ΛNx¯+κ0Λμ0)=κΛμ(Nx¯+κ0μ0)=κμ
μ=1k(Nx¯+κ0μ0)

Matriz de escalaW

Y el cuarto parámetro proviene de trabajar en los parámetros restantes:

tr(W1Λ)=tr(W01Λ)+i=1NxiTΛxi+μ0Tκ0Λμ0=tr(W01Λ)+i=1Ntr(xiTΛxi)+tr(μ0Tκ0Λμ0)=tr(W01Λ+i=1NxiTΛxi+μ0Tκ0Λμ0)

¿Cómo continuar desde aquí (si no cometí errores hasta el momento) y obtener la solución estándar para ?W

Editar 1 :

Ahora reorganizamos los términos, sumamos y restamos algunos factores para obtener dos cuadrados como en la solución estándar:

tr(W1Λ)=tr(W1Λ+i=1N(xiTΛxi+x¯TΛx¯2xiTΛx¯)+κ0(μ0TΛμ0+x¯TΛx¯2x¯TΛμ0)i=1Nx¯TΛx¯+2i=1NxiTΛx¯κ0x¯TΛx¯+2κ0x¯TΛμ0)=tr(W1Λ+i=1N(xix¯)Λ(xix¯)T+κ0(x¯μ0)Λ(x¯μ0)TNx¯Λx¯T+2Nx¯Λx¯Tκ0x¯Λx¯T+2κ0x¯Λμ0T)

Simplificamos los factores que quedan fuera de los cuadrados:

tr(W1Λ)=tr(W1Λ+i=1N(xix¯)TΛ(xix¯)+κ0(x¯μ0)TΛ(x¯μ0)+(Nκ0)x¯TΛx¯+2κ0x¯TΛμ0)

Edición 2 ( seguimiento gracias a la respuesta de @bdeonovic )

La traza es cíclica, por lo que . Entonces: y luego: tr(ABC)=tr(BCA)=tr(CAB)

tr(W1Λ)=tr(W1Λ+i=1N(xix¯)(xix¯)TΛ+κ0(x¯μ0)(x¯μ0)TΛ+(Nκ0)x¯x¯TΛ+2κ0x¯μ0TΛ)
tr(W1)=tr(W1+i=1N(xix¯)(xix¯)T+κ0(x¯μ0)(x¯μ0)T+(Nκ0)x¯x¯T+2κ0x¯μ0T)

¡Casi! Pero aún no está allí. El objetivo es:

W1+i=1N(xix¯)(xix¯)T+κ0Nκ0+N(x¯μ0)(x¯μ0)T

Respuestas:


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La traza es cíclica, por lo que . Además, la traza se distribuye sobre la suma de modo que . Con estos hechos, debería poder término hacia atrás en los términos de seguimiento, combinar los términos de seguimiento juntos. El resultado debería parecerse atr(ABC)=tr(BCA)=tr(CAB)tr(A+B)=tr(A)+tr(B)Λ

W1=W1+i=1Nxixi+μ0μ0

¡Gracias! sin embargo, no veo cómo llegar a los resultados estándar ( en.wikipedia.org/wiki/Conjugate_prior ) que contiene y . Ni siquiera tengo signos negativos: O(xix¯)x¯μ0
alberto

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La probabilidad anterior es ×

|Λ|N/2exp{12(i=1NxiTΛxiNx¯TΛμμTΛNx¯+NμTΛμ)}×|Λ|(ν0D1)/2exp{12tr(W01Λ)}×|Λ|1/2exp{κ02(μTΛμμTΛμ0μ0TΛμ+μ0TΛμ0)}.
Esto puede reescribirse como Podemos reescribir
|Λ|1/2|Λ|(ν0+ND1)/2×exp{12((κ0+N)μTΛμμTΛ(κ0μ0+Nx¯)(κ0μ0+Nx¯)TΛμ+κ0μ0TΛμ0+i=1NxiTΛxi+tr(W01Λ))}
(κ0+N)μTΛμμTΛ(κ0μ0+Nx¯)(κ0μ0+Nx¯)TΛμ+κ0μ0TΛμ0+i=1NxiTΛxi+tr(W01Λ)
siguiente manera sumando y restando un término:
(κ0+N)μTΛμμTΛ(κ0μ0+Nx¯)(κ0μ0+Nx¯)TΛμ+1κ0+N(κ0μ0+Nx¯)TΛ(κ0μ0+Nx¯)1κ0+N(κ0μ0+Nx¯)TΛ(κ0μ0+Nx¯)+κ0μ0TΛμ0+i=1NxiTΛxi+tr(W01Λ).
Las dos primeras líneas ahora se factorizan como
(κ0+N)(μκ0μ+Nx¯κ0+N)TΛ(μκ0μ+Nx¯κ0+N).

Sumando y restando , lo siguiente: se puede reescribir como Nx¯TΛx¯

1κ0+N(κ0μ0+Nx¯)TΛ(κ0μ0+Nx¯)+κ0μ0TΛμ0+i=1NxiTΛxi+tr(W01Λ)
i=1N(xiTΛxixiTΛx¯x¯TΛxi+x¯TΛx¯)+Nx¯TΛx¯+κ0μ0TΛμ01κ0+N(κ0μ0+Nx¯)TΛ(κ0μ0+Nx¯)+tr(W01Λ).
El término suma
i=1N(xiTΛxixiTΛx¯x¯TΛxi+x¯TΛx¯)
es igual a Ahora se puede expandir como
i=1N(xix¯)TΛ(xix¯).
Nx¯TΛx¯+κ0μ0TΛμ01κ0+N(κ0μ0+Nx¯)TΛ(κ0μ0+Nx¯)
Nx¯TΛx¯+κ0μ0TΛμ01κ0+N(κ02μ0TΛμ0+Nκ0μ0TΛx¯0+Nκ0x¯TΛμ0+N2x¯TΛx¯),
que es igual a
Nκ0κ0+N(x¯TΛx¯x¯TΛμ0μ0TΛx¯+μ0TΛμ0)=Nκ0κ0+N(x¯μ0)TΛ(x¯μ0).

Los siguientes dos términos son escalares: Y cualquier escalar es igual a su trazo, así que

i=1N(xix¯)TΛ(xix¯),Nκ0κ0+N(x¯μ0)TΛ(x¯μ0).
tr(W01Λ)+i=1N(xix¯)TΛ(xix¯)+Nκ0κ0+N(x¯μ0)TΛ(x¯μ0)
puede reescribirse como Como , la suma anterior es igual a
tr(W01Λ)+tr(i=1N(xix¯)TΛ(xix¯))+tr(Nκ0κ0+N(x¯μ0)TΛ(x¯μ0)).
tr(ABC)=tr(CAB)
tr(W01Λ)+tr(i=1N(xix¯)(xix¯)TΛ)+tr(Nκ0κ0+N(x¯μ0)(x¯μ0)TΛ).
Usando el hecho de que , podemos reescribir la suma como tr(A+B)=tr(A)+tr(B)
tr(W01Λ+i=1N(xix¯)(xix¯)TΛ+Nκ0κ0+N(x¯μ0)(x¯μ0)TΛ)=tr((W01+i=1N(xix¯)(xix¯)T+Nκ0κ0+N(x¯μ0)(x¯μ0)T)Λ).

Poniendo todo eso junto, si dejamos tenemos que la probabilidad anterior es igual a S=i=1N(xix¯)(xix¯)T×

|Λ|1/2exp{κ0+N2(μκ0μ+Nx¯κ0+N)TΛ(μκ0μ+Nx¯κ0+N)}×|Λ|(ν0+ND1)/2exp{12tr((W01+S+Nκ0κ0+N(x¯μ0)(x¯μ0)T)Λ)},
según sea necesario.
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