ГЛАВА 8. АДАПТИВНЫЙ БАЙЕСОВ ПОДХОД ПРИ НЕПАРАМЕТРИЧЕСКОЙ АПРИОРНОЙ НЕОПРЕДЕЛЕННОСТИ

ВВОДНЫЕ ЗАМЕЧАНИЯ

Несколько последующих глав будет посвящено детальному рассмот­рению адаптивного байесова подхода при наличии параметрической априорной неопределенности применительно к широким классам задач с доведением правил решения до детальной структуры и исследованием эффективности этих правил решения. В этой главе на ряде примеров, каждый из которых также относится к достаточно широкой совокупности задач, проиллюстрируем возможности адаптивного байесова подхо­да в непараметрическом случае.

В § 6.1 мы уже рассмотрели пример применения адаптивного байе­сова подхода в случае непараметрической априорной неопределенности (пример 2). Этот пример в некотором отношении является крайним: характер априорной неопределенности таков, что какие-либо сведения об аналитическом описании исходного материала полностью отсутству­ют: совсем неизвестно распределение вероятности наблюдаемых значе­ний   ( ),полностью неизвестен вид функции потерь и тем более природа и статистическое описание параметров , влияющих на величину потерь и последствия от принятия того или иного решения.

Нужно отметить, что за эту крайность приходится расплачиваться до­вольно серьезными ограничениями: предположениями о дискретности мно­жества решений U, о дискретности множества значений , о независимости и одинаковости распределений вероятности всех значений  ( ), об одинаковости истинных (неизвестных нам) функций потерь на всех шагах  и требованием, чтобы полная совокупность данных наблюдения х содержала значения принятых при  N решений  и появившихся при этом потерь . Указанные ограничения выражают иную форму представления имеющихся априорных знаний, отличную от параметрического статистического описания неизвестных распределений вероятности и функций потерь, причем, как видно из перечисленных ограничений, необходимый для нахождения правила решения объем этих априорных знаний довольно велик.

Возникающее иногда противопоставление параметрического и не­параметрического подходов к решению задач синтеза и обсуждение, ка­кой из них является более подходящим в условиях априорной неопре­деленности и соответствует более глубокой степени этой неопределен­ности, представляются довольно беспочвенными: параметрическое и не­параметрическое описания исходных данных задачи просто соответству­ют разным видам имеющихся ограниченных априорных знаний и взаим­но дополняют друг друга.

Характерной чертой непараметрического случая является использо­вание в той или иной степени эмпирических распределений вероятности вместо истинных и эмпирических средних значений вместо математиче­ских ожиданий, подобно тому, как это было сделано в примере 2 § 6.1 при замене апостериорного риска (условного математического ожида­ния функции потерь) его оценкой - эмпирическим средним значением ожидаемых при данном результате наблюдения потерь. Это обстоятель­ство приводит к определенным требованиям к объему и составу полной совокупности данных наблюдения х, для того чтобы эмпирическое осред­нение приводило к состоятельным оценкам необходимых для отыскания правил решения математических ожиданий (среднего риска, апостериорного риска, минимального значения апостериорного риска и т. д.). Указанная совокупность х должна иметь вполне определенный состав и содержать достаточное для построения таких оценок количество данных наблюдения.

Так, в условиях примера 2 § 6.1 (при неизвестной функции потерь) совершенно необходимо, помимо величин  ( ), знать значе­ние принятого при каждом  решения  и величину потерь  от принятия этого решения. В противном случае никакого адаптивного байесова или любого другого правила решения, обладающего хотя бы свой­ством асимптотической оптимальности, построить невозможно.

В этом отношении непараметрические задачи имеют широкий спектр возможностей: чем больше объем наших сведений (качественного или количественного характера) об аналитических свойствах распределений вероятности х и , и функций потерь, тем менее жесткие требования предъявляются к составу и объему совокупности данных наблюдения и наоборот.

8.4. НЕПАРАМЕТРИЧЕСКИЕ КРИТЕРИИ СОГЛАСИЯ

В гл. 4 мы уже упоминалиоб обширном классе двухальтернативных задач, связанных с проверкой гипотезы о том, что совокупность наблю­даемых данных подчиняется некоторому заданному распределению ве­роятности при свободной альтернативе, то есть в предположении, что наря­ду с выполнением этой гипотезы могут встретиться какие угодно слу­чаи. Там же был рассмотрен пример такой задачи в параметрическом варианте, когда класс возможных распределений вероятности ограничен некоторым параметрическим семейством с совершенно произвольными значениями параметров. При отсутствии такого ограничения задача приобретает дополнительную специфику, связанную с очень большой степенью априорной неопределенности и необходимостью ей непарамет­рического решения. Правило решения этой задачи, по установившейся терминологии, называется критерием согласия и неоднократно рассма­тривалось в литературе по математической статистике, являясь класси­ческим примером задачи принятия решения в условиях априорной не­определенности. Покажем, как получить известные и новые непараме­трические критерии согласия на основе адаптивного байесова подхода.

Сформулируем более четко постановку задачи. Пусть имеется сово­купность независимых наблюдений и функция распреде­ления величины  ( ) есть либо , либо , причем функция распределения  известна, а функция распределения  полностью неизвестна и совершенно произвольна. На основании наблюдения совокупности данных  требует­ся решить, какая из альтернатив имеет место в действительности:

1)  - выборка  описывается распределением веро­ятности с функцией распределения ;

2)  - выборка  не описывается распределением вероятности с функцией распределения , а описывается распре­делением вероятности с какой-то иной отличной от , функцией распределения .

Обозначим решения, состоящие в принятии первой и второй аль­тернативы, через  и  соответственно и определим функцию потерь . Обычно для правильных решений принимаются нулевые потери , а значение потерь от принятия решения  (реше­ние о том, что выборка не согласуется с заданной функцией распре­деления , когда на самом деле совокупность данных  описывается функцией распределения , ( )) может быть при­нято равным произвольной константе, без ограничения общности . Потери  от принятия решения  о том, что выборка описывается функцией распределения , когда на самом деле она не описывается ей ( ), естественно задать так, чтобы они были малы, если различие между функциями распределения  и  мало, и увеличивались по мере роста различий между этими функ­циями распределения, то есть .

Для того чтобы задача имела нетривиальное решение, функционал  должен обращаться в нуль при . Это естественное тре­бование соответствует тому очевидному факту, что при  потери должны обращаться в нуль, поскольку вторая альтернатива совпадает с первой. В качестве функционала , удовлетворяющего всем перечисленным требованиям, удобно взять ту или иную меру различия в функциональном пространстве функций распределения. Примерами таких мер являются

 ,                                    (8.4.1)

 ,                         (8.4.2)

и т. д.

 .                              (8.4.3)

Зададим также априорные вероятности альтернатив ,  и введем произвольное рандомизированное пра­вило решения, определив для этого решающую функцию ( - вероятность принять решение , если наблюдаемая совокупность данных есть . Тогда средний риск

                  (8.4.4)

естественно зависит от неизвестной функции распределения  и по­этому также неизвестен.

Предположим на время, что функция распределения  известна и равна , то есть речь идет о задаче проверки гипотезы с простой заданной альтернативой . Тогда, применяя обычный байесов подход, получаем нерандомизированное правило решения:

 или  при  .                             (8.4.5)

Неравенство (8.4.5), определяющее условия принятия решения  о том, что выборочные данные согласуются с распределением вероят­ности, задаваемым функцией распределения , можно переписать в следующем виде:

,                                      (8.4.6)

где  - некоторая функция выборочных данных, опре­деляемая при известной  левой частью неравенства (8.4.5).

При неизвестной функции распределения  в соответствии с об­щими принципами адаптивного байесова подхода нужно заменить неизвестные нам статистические описания данных наблюдения оценоч­ными значениями, полученными с помощью тех же данных наблюдения. В данном случае нам неизвестны как функция потерь - величина , зависящая от неизвестной функции распределения  - так и отношение правдоподобия , входящее в функцию С = С(х) и зависящее от неизвестной плотности вероятности . Состоятельной оценкой функции распределения  в предположении, что имеет место вторая альтернатива, является вы­борочная функция распределения

,                                         (8.4.7)

где

                                  (8.4.8)

а состоятельной оценкой  - величина

,                                       (8.4.9)

которая зависит от совокупности имеющихся данных . Нужно отметить, что, используя (8.4.7), мы уже израсходовали все имеющиеся данные наблюдения на оценку функции распределения  и функции потерь . Такая политика в отношении распреде­ления имеющейся информации для устранения априорной неопределен­ности является в данном случае правильной, поскольку все равно без дополнительных предположений о возможном виде функции распреде­ления  (то есть ограничения второй альтернативы) никакой состоя­тельной оценки плотности вероятности  и функции прав­доподобия, входящей в величину С = С(х), не существует. Лучшее, что можно сделать в этих условиях - заменить в (8.4.6)  его состоятельной оценкой  из (8.4.9), а  - некоторой константой.

В результате приходим к следующему правилу решения, опреде­ляющему непараметрический критерий согласия: решение  о том, что совокупность данных наблюдения подчиняется рас­пределению с функцией распределения , принимается в том слу­чае, если выполняется неравенство

                                            (8.4.10)

Различным определениям меры различия  соответствуют разные критерии согласия: для (8.4.1) получается критерий Колмогоро­ва, для (8.4.2) - критерий w² Мизеса - Смирнова и т. д. Константа С в (8.4.10) обычно выбирается так, чтобы вероятность принять решение , когда выполняется первая альтернатива ( ), была равна заданной величине.

Правило решения(8.4.10) обладает следующими свойствами асимптотической инвариантности: при  распределение вероятности случайной величины  в случае, если выборка  опи­сывается функцией распределения , не зависит от вида этой функции, то есть получается универсальным для всех , а в случае, если выборка описывается функцией распределения , зависит от истинной величины . Асимптотические свойства критериев согласия (8.4.10) и их поведение при конечных п подробно исследованы в литературе по математической статистике.

Совершенно аналогично можно получить решение некоторых более сложных задач проверки гипотезы со свободной альтернативой. Пусть, например, имеется две совокупности данных наблюдения и и требуется решить, подчиняются ли они од­ному и тому же распределению вероятности (на этот раз неизвестному) или нет. Если обозначить

, ,               (8.4.11)

выборочные фикции распределения, построенные по совокупности х и у соответственно, то аналогично (8.4.10) правило решения для этой зада­чи определяется следующим неравенством:

                                           (8.4.12)

При этом меру  обычно задают так, что она удовлетворяет требованиям, вытекающим из обычного определения расстояния, то есть . (Заметим, что функции  из (8.4.2), (8.4.3) не отвечают этому свойству.) В частности, для  из (8.4.1) полу­чаем известный критерий Смирнова.

Можно еще усложнить постановку задачи с учетом возникающих практических потребностей. Пусть, например, задана некоторая функ­ция , и производятся две независимые серии наблюдений и

Требуется принять решение, связаны ли эти величины заданной функциональной зависимостью, то есть являются ли случайные величины  зна­чениями функции  от случайного аргумента , с тем же распределением вероятности, что и любая из величин . Осуществим преобразование случайных величин  в соответствии с правилом , в результате чего получим совокупность данных . Тогда постав­ленная задача статистического решения сводится к задаче проверки ги­потезы о том, что совокупности  и у подчиняются одному и тому же распределению вероятности, а непараметрическое правило ее решения дается неравенством (8.4.12), где

.                                    (8.4.13)

В заключение отметим, что приведенные в этой главе примеры применения адаптивного байесова подхода, несмотря на довольно зна­чительную общность каждого из них, ни в коей мере не исчерпывают даже небольшой доли того громадного множества задач, которое воз­никает в практических приложениях. Однако читатель получил опреде­ленное представление о возможностях применения адаптивного байесова подхода к задачам с непараметрической априорной неопреде­ленностью и сможет применить при необходимости изложенные выше методы.