Derivação da região posterior normal-Wishart


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Estou trabalhando na derivação de um posterior Normal-Wishart, mas estou preso em um dos parâmetros (o posterior da matriz de escala, veja na parte inferior).

Apenas por contexto e integridade, aqui está o modelo e o restante das derivações:

xi∼N(μ,Λ)μ∼N(μ0,(κ0Λ)−1)Λ∼W(υ0,W0)

As formas expandidas de cada um dos três fatores é (até uma constante de proporcionalidade) são:

  • Probabilidade:

    N(xi|μ,Λ)∝|Λ|N/2exp⁡(−12∑i=1N(xiTΛxi−2μTΛxi+μTΛμ))
  • Normal anterior:

    N(μ|(μ0,κ0Λ)−1)∝|Λ|1/2exp⁡(−12(μTκ0Λμ−2μTκ0Λμ0+μ0Tκ0Λμ0))
  • Wishart anterior:

    W(Λ|υ0,W0)∝|Λ|υ0−D−12exp⁡(−12tr(W0−1Λ))

Queremos o Normal-Wishart posterior ( ) que pode ser decomposto como bem como :μ,Λ|μ′,κ′,υ′,W′N(μ|μ,κ′Λ)W(Λ|υ′,W′)

Degress of freedomυ′

Ao mesclar os primeiros fatores da probabilidade e o Wishart, obtemos o primeiro fator do fator Wishart no posterior: e, portanto, temos o primeiro parâmetro do posterior:

|Λ|υ0+N−D−12
υ′=υ0+N

Fator de escalaκ′

Identificamos os elementos cercados por e para descobrir quem o é atualizado pela probabilidade: e, portanto, obtemos o segundo parâmetro: μTμκ0Λ

μT((κ0+N)Λ)μ
κ′=κ0+N

Significaμ′

O terceiro parâmetro vem da identificação do que está dentro de : E, portanto, obtivemos o terceiro parâmetro: 2μT...

2μT(ΛNx¯+κ0Λμ0)=2μTκ′Λμ′(ΛNx¯+κ0Λμ0)=κ′Λμ′(Nx¯+κ0μ0)=κ′μ′
μ′=1k′(Nx¯+κ0μ0)

Matriz de escalaW′

E o quarto parâmetro vem do trabalho nos parâmetros restantes:

tr(W′−1Λ)=tr(W0−1Λ)+∑i=1NxiTΛxi+μ0Tκ0Λμ0=tr(W0−1Λ)+∑i=1Ntr(xiTΛxi)+tr(μ0Tκ0Λμ0)=tr(W0−1Λ+∑i=1NxiTΛxi+μ0Tκ0Λμ0)

Como prosseguir a partir daqui (se não cometi erros até agora) e obter a solução padrão para ?W′

Editar 1 :

Agora reorganizamos os termos, adicionamos e subtraímos alguns fatores para obter dois quadrados, como na solução padrão:

tr(W′−1Λ)=tr(W−1Λ+∑i=1N(xiTΛxi+x¯TΛx¯−2xiTΛx¯)+κ0(μ0TΛμ0+x¯TΛx¯−2x¯TΛμ0)−∑i=1Nx¯TΛx¯+2∑i=1NxiTΛx¯−κ0x¯TΛx¯+2κ0x¯TΛμ0)=tr(W−1Λ+∑i=1N(xi−x¯)Λ(xi−x¯)T+κ0(x¯−μ0)Λ(x¯−μ0)T−Nx¯Λx¯T+2Nx¯Λx¯T−κ0x¯Λx¯T+2κ0x¯Λμ0T)

Simplificamos os fatores que permanecem fora dos quadrados:

tr(W′−1Λ)=tr(W−1Λ+∑i=1N(xi−x¯)TΛ(xi−x¯)+κ0(x¯−μ0)TΛ(x¯−μ0)+(N−κ0)x¯TΛx¯+2κ0x¯TΛμ0)

Edição 2 ( acompanhamento graças à resposta de @bdeonovic )

O traço é cíclico, então . Então: e depois: tr(ABC)=tr(BCA)=tr(CAB)

tr(W′−1Λ)=tr(W−1Λ+∑i=1N(xi−x¯)(xi−x¯)TΛ+κ0(x¯−μ0)(x¯−μ0)TΛ+(N−κ0)x¯x¯TΛ+2κ0x¯μ0TΛ)
tr(W′−1)=tr(W−1+∑i=1N(xi−x¯)(xi−x¯)T+κ0(x¯−μ0)(x¯−μ0)T+(N−κ0)x¯x¯T+2κ0x¯μ0T)

Quase! Mas ainda não está lá. O objetivo é:

W−1+∑i=1N(xi−x¯)(xi−x¯)T+κ0Nκ0+N(x¯−μ0)(x¯−μ0)T

Respostas:


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O traço é cíclico, então . Além disso, o traço é distribuído por adição, de modo que . Com esses fatos, você poderá alternar o termo para trás nos termos de rastreamento, combinar os termos de rastreamento. O resultado deve ser algo comotr(ABC)=tr(BCA)=tr(CAB)tr(A+B)=tr(A)+tr(B)Λ

W′−1=W−1+∑i=1Nxixi⊺+μ0μ0⊺

obrigado! ainda não vejo como chegar a partir dos resultados padrão ( en.wikipedia.org/wiki/Conjugate_prior ) que contêm e . Eu nem tenho sinais negativos: O∑(xi−x¯)x¯−μ0
— alberto

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A probabilidade anterior é ×

|Λ|N/2exp⁡{−12(∑i=1NxiTΛxi−Nx¯TΛμ−μTΛNx¯+NμTΛμ)}×|Λ|(ν0−D−1)/2exp⁡{−12tr(W0−1Λ)}×|Λ|1/2exp⁡{−κ02(μTΛμ−μTΛμ0−μ0TΛμ+μ0TΛμ0)}.
Isso pode ser reescrito como Podemos reescrever
|Λ|1/2|Λ|(ν0+N−D−1)/2×exp⁡{−12((κ0+N)μTΛμ−μTΛ(κ0μ0+Nx¯)−(κ0μ0+Nx¯)TΛμ+κ0μ0TΛμ0+∑i=1NxiTΛxi+tr(W0−1Λ))}
(κ0+N)μTΛμ−μTΛ(κ0μ0+Nx¯)−(κ0μ0+Nx¯)TΛμ+κ0μ0TΛμ0+∑i=1NxiTΛxi+tr(W0−1Λ)
seguinte forma, adicionando e subtraindo um termo:
(κ0+N)μTΛμ−μTΛ(κ0μ0+Nx¯)−(κ0μ0+Nx¯)TΛμ+1κ0+N(κ0μ0+Nx¯)TΛ(κ0μ0+Nx¯)−1κ0+N(κ0μ0+Nx¯)TΛ(κ0μ0+Nx¯)+κ0μ0TΛμ0+∑i=1NxiTΛxi+tr(W0−1Λ).
As duas principais linhas agora fatoram como
(κ0+N)(μ−κ0μ+Nx¯κ0+N)TΛ(μ−κ0μ+Nx¯κ0+N).

Adicionando e subtraindo , o seguinte: pode ser reescrito como Nx¯TΛx¯

−1κ0+N(κ0μ0+Nx¯)TΛ(κ0μ0+Nx¯)+κ0μ0TΛμ0+∑i=1NxiTΛxi+tr(W0−1Λ)
∑i=1N(xiTΛxi−xiTΛx¯−x¯TΛxi+x¯TΛx¯)+Nx¯TΛx¯+κ0μ0TΛμ0−1κ0+N(κ0μ0+Nx¯)TΛ(κ0μ0+Nx¯)+tr(W0−1Λ).
O termo da soma
∑i=1N(xiTΛxi−xiTΛx¯−x¯TΛxi+x¯TΛx¯)
é igual a Agora pode ser expandido como
∑i=1N(xi−x¯)TΛ(xi−x¯).
Nx¯TΛx¯+κ0μ0TΛμ0−1κ0+N(κ0μ0+Nx¯)TΛ(κ0μ0+Nx¯)
Nx¯TΛx¯+κ0μ0TΛμ0−1κ0+N(κ02μ0TΛμ0+Nκ0μ0TΛx¯0+Nκ0x¯TΛμ0+N2x¯TΛx¯),
que é igual a
Nκ0κ0+N(x¯TΛx¯−x¯TΛμ0−μ0TΛx¯+μ0TΛμ0)=Nκ0κ0+N(x¯−μ0)TΛ(x¯−μ0).

Os dois termos a seguir são escalares: E qualquer escalar é igual ao seu rastreamento, então

∑i=1N(xi−x¯)TΛ(xi−x¯),Nκ0κ0+N(x¯−μ0)TΛ(x¯−μ0).
tr(W0−1Λ)+∑i=1N(xi−x¯)TΛ(xi−x¯)+Nκ0κ0+N(x¯−μ0)TΛ(x¯−μ0)
pode ser reescrito como Como , a soma acima é igual a
tr(W0−1Λ)+tr(∑i=1N(xi−x¯)TΛ(xi−x¯))+tr(Nκ0κ0+N(x¯−μ0)TΛ(x¯−μ0)).
tr(ABC)=tr(CAB)
tr(W0−1Λ)+tr(∑i=1N(xi−x¯)(xi−x¯)TΛ)+tr(Nκ0κ0+N(x¯−μ0)(x¯−μ0)TΛ).
Usando o fato de que , podemos reescrever a soma como tr(A+B)=tr(A)+tr(B)
tr(W0−1Λ+∑i=1N(xi−x¯)(xi−x¯)TΛ+Nκ0κ0+N(x¯−μ0)(x¯−μ0)TΛ)=tr((W0−1+∑i=1N(xi−x¯)(xi−x¯)T+Nκ0κ0+N(x¯−μ0)(x¯−μ0)T)Λ).

Juntando tudo isso, se deixarmos Temos que a probabilidade anterior seja igual a S=∑i=1N(xi−x¯)(xi−x¯)T×

|Λ|1/2exp⁡{−κ0+N2(μ−κ0μ+Nx¯κ0+N)TΛ(μ−κ0μ+Nx¯κ0+N)}×|Λ|(ν0+N−D−1)/2exp⁡{−12tr((W0−1+S+Nκ0κ0+N(x¯−μ0)(x¯−μ0)T)Λ)},
conforme necessário.
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