马尔可夫蒙特卡洛算法,蒙特克罗算法

对于一般的分布的采样，在很多的编程语言中都有实现，如最基本的满足均匀分布的随机数，但是对于复杂的分布，要想对其采样，却没有实现好的函数，在这里，可以使用马尔可夫链蒙特卡罗(Markov Chain Monte Carlo, MCMC)方法，其中Metropolis-Hastings采样和Gibbs采样是MCMC中使用较为广泛的两种形式。

MCMC的基础理论为马尔可夫过程，在MCMC算法中，为了在一个指定的分布上采样，根据马尔可夫过程，首先从任一状态出发，模拟马尔可夫过程，不断进行状态转移，最终收敛到平稳分布。

一、马尔可夫链 1、马尔可夫链

设 Xt 表示随机变量 X 在离散时间t时刻的取值。若该变量随时间变化的转移概率仅仅依赖于它的当前取值，即

P(Xt+1=sj∣X0=s0,X1=s1,⋯,Xt=si)=P(Xt+1=sj∣Xt=si)

也就是说状态转移的概率只依赖于前一个状态。称这个变量为马尔可夫变量，其中， s0,s1,⋯,si,sj∈Ω 为随机变量 X 可能的状态。这个性质称为马尔可夫性质，具有马尔可夫性质的随机过程称为马尔可夫过程。

马尔可夫链指的是在一段时间内随机变量X的取值序列 (X0,X1,⋯,Xm) ，它们满足如上的马尔可夫性质。

2、转移概率

马尔可夫链是通过对应的转移概率定义的，转移概率指的是随机变量从一个时刻到下一个时刻，从状态 si 转移到另一个状态 sj 的概率，即：

P(i→j):=Pi,j=P(Xt+1=sj∣Xt=si)

记 π(t)k 表示随机变量 X 在时刻t的取值为 sk 的概率，则随机变量 X 在时刻t+1的取值为 si 的概率为：

π(t+1)i=P(Xt+1=si)=∑kP(Xt+1=si∣Xt=sk)⋅P(Xt=sk)=∑kPk,i⋅π(t)k

假设状态的数目为 n ，则有：

(π(t+1)1,⋯,π(t+1)n)=(π(t)1,⋯,π(t)n)⎡⎣⎢⎢⎢⎢⎢P1,1P2,1⋮Pn,1P1,2P2,2⋮Pn,2⋯⋯⋯P1,nP2,n⋮Pn,n⎤⎦⎥⎥⎥⎥⎥

3、马尔可夫链的平稳分布

对于马尔可夫链，需要注意以下的两点：

1、周期性：即经过有限次的状态转移，又回到了自身；2、不可约：即两个状态之间相互转移；

如果一个马尔可夫过程既没有周期性，又不可约，则称为各态遍历的。

对于一个各态遍历的马尔可夫过程，无论初始值 π(0) 取何值，随着转移次数的增多，随机变量的取值分布最终都会收敛到唯一的平稳分布 π∗ ，即：

limt→∞π(0)Pt=π∗

且这个平稳分布 π∗ 满足：

π∗P=π∗

其中， P=(pi,j)n×n 为转移概率矩阵。

二、马尔可夫链蒙特卡罗方法 1、基本思想

对于一个给定的概率分布 P(X) ，若是要得到其样本，通过上述的马尔可夫链的概念，我们可以构造一个转移矩阵为 P 的马尔可夫链，使得该马尔可夫链的平稳分布为 P(X) ，这样，无论其初始状态为何值，假设记为 x0 ，那么随着马尔科夫过程的转移，得到了一系列的状态值，如： x0,x1,x2,⋯,xn,xn+1,⋯, ，如果这个马尔可夫过程在第 n 步时已经收敛，那么分布P(X)的样本即为 xn,xn+1,⋯ 。

2、细致平稳条件

对于一个各态遍历的马尔可夫过程，若其转移矩阵为 P ，分布为 π(x) ，若满足：

π(i)Pi,j=π(j)Pj,i

则 π(x) 是马尔可夫链的平稳分布，上式称为细致平稳条件。

3、Metropolis采样算法

Metropolis采样算法是最基本的基于MCMC的采样算法。

3.1、Metropolis采样算法的基本原理

假设需要从目标概率密度函数 p(θ) 中进行采样，同时， θ 满足 −∞<θ<∞ 。Metropolis采样算法根据马尔可夫链去生成一个序列：

θ(1)→θ(2)→⋯θ(t)→

其中， θ(t) 表示的是马尔可夫链在第 t 代时的状态。

在Metropolis采样算法的过程中，首先初始化状态值θ(1)，然后利用一个已知的分布 q(θ∣θ(t−1)) 生成一个新的候选状态 θ(∗) ，随后根据一定的概率选择接受这个新值，或者拒绝这个新值，在Metropolis采样算法中，概率为：

α=min⎛⎝⎜1,p(θ(∗))p(θ(t−1))⎞⎠⎟

这样的过程一直持续到采样过程的收敛，当收敛以后，样本 θ(t) 即为目标分布 p(θ) 中的样本。

3.2、Metropolis采样算法的流程

基于以上的分析，可以总结出如下的Metropolis采样算法的流程：

初始化时间 t=1 设置 u 的值，并初始化初始状态θ(t)=u重复一下的过程：
令 t=t+1 从已知分布 q(θ∣θ(t−1)) 中生成一个候选状态 θ(∗) 计算接受的概率： α=min(1,p(θ(∗))p(θ(t−1))) 从均匀分布 Uniform(0,1) 生成一个随机值 a 如果a⩽α，接受新生成的值： θ(t)=θ(∗) ；否则： θ(t)=θ(t−1) 直到 t=T 3.3、Metropolis算法的解释

要证明Metropolis采样算法的正确性，最重要的是要证明构造的马尔可夫过程满足如上的细致平稳条件，即：

π(i)Pi,j=π(j)Pj,i

对于上面所述的过程，分布为 p(θ) ，从状态 i 转移到状态j的转移概率为：

Pi,j=αi,j⋅Qi,j

其中， Qi,j 为上述已知的分布。

对于选择该已知的分布，在Metropolis采样算法中，要求该已知的分布必须是对称的，即 Qi,j=Qj,i ，即

q(θ=θ(t)∣θ(t−1))=q(θ=θ(t−1)∣θ(t))
常用的符合对称的分布主要有：正态分布，柯西分布以及均匀分布等。

接下来，需要证明在Metropolis采样算法中构造的马尔可夫链满足细致平稳条件。

p(θ(i))Pi,j=p(θ(i))⋅αi,j⋅Qi,j=p(θ(i))⋅min⎧⎩⎨⎪⎪1,p(θ(j))p(θ(i))⎫⎭⎬⎪⎪⋅Qi,j=min{p(θ(i))Qi,j,p(θ(j))Qi,j}=p(θ(j))⋅min⎧⎩⎨⎪⎪p(θ(i))p(θ(j)),1⎫⎭⎬⎪⎪⋅Qj,i=p(θ(j))⋅αj,i⋅Qj,i=p(θ(j))Pj,i

因此，通过以上的方法构造出来的马尔可夫链是满足细致平稳条件的。

3.4、实验

假设需要从柯西分布中采样数据，我们利用Metropolis采样算法来生成样本，其中，柯西分布的概率密度函数为：

f(θ)=1π(1+θ2)

那么，根据上述的Metropolis采样算法的流程，接受概率 α 的值为：

α=min⎛⎝⎜⎜1,1+[θ(t)]21+[θ(∗)]2⎞⎠⎟⎟

代码如下：

'''Date:20160629@author: zhaozhiyong'''import randomfrom scipy.stats import normimport matplotlib.pyplot as pltdef cauchy(theta): y = 1.0 / (1.0 + theta ** 2) return yT = 5000sigma = 1thetamin = -30thetamax = 30theta = [0.0] * (T+1)theta[0] = random.uniform(thetamin, thetamax)t = 0while t < T: t = t + 1 theta_star = norm.rvs(loc=theta[t - 1], scale=sigma, size=1, random_state=None) #print theta_star alpha = min(1, (cauchy(theta_star[0]) / cauchy(theta[t - 1]))) u = random.uniform(0, 1) if u <= alpha: theta[t] = theta_star[0] else: theta[t] = theta[t - 1]ax1 = plt.subplot(211)ax2 = plt.subplot(212) plt.sca(ax1)plt.ylim(thetamin, thetamax)plt.plot(range(T+1), theta, 'g-')plt.sca(ax2)num_bins = 50plt.hist(theta, num_bins, normed=1, facecolor='red', alpha=0.5)plt.show()

实验的结果：

对于Metropolis采样算法，其要求选定的分布必须是对称的，为了弥补这样的一个缺陷，在下一篇中，介绍一下Metropolis-Hastings采样算法，其是Metropolis采样算法的推广形式。