WikiDer > Цепь Маркова с обратимым прыжком Монте-Карло

В вычислительной статистике обратимый прыжок цепь Маркова Монте-Карло является расширением стандарта Цепь Маркова Монте-Карло (MCMC) методология, позволяющая симуляция из апостериорное распределение на пробелы различных размеры.^[1]Таким образом, моделирование возможно, даже если количество параметры в модель не известно.

Позволять

${displaystyle n_ {m} in N_ {m} = {1,2, ldots, I},}$

быть моделью индикатор и ${displaystyle M = igcup _ {n_ {m} = 1} ^ {I} mathbb {R} ^ {d_ {m}}}$ пространство параметров, количество измерений которого ${displaystyle d_ {m}}$ зависит от модели ${displaystyle n_ {m}}$. Обозначение модели не требуется. конечный. Стационарное распределение - это совместное апостериорное распределение ${displaystyle (M, N_ {m})}$ который принимает значения ${displaystyle (m, n_ {m})}$.

Предложение ${displaystyle m '}$ можно построить с помощью отображение ${displaystyle g_ {1 мм '}}$ из ${displaystyle m}$ и ${displaystyle u}$, куда ${displaystyle u}$ взят из случайного компонента${displaystyle U}$ с плотностью ${displaystyle q}$ на ${displaystyle mathbb {R} ^ {d_ {mm '}}}$. Переход к состоянию ${displaystyle (m ', n_ {m}')}$ таким образом можно сформулировать как

${displaystyle (m ', n_ {m}') = (g_ {1mm '} (m, u), n_ {m}'),}$

Функция

${displaystyle g_ {mm '}: = {Bigg (} (m, u) mapsto {igg (} (m', u ') = {ig (} g_ {1mm'} (m, u), g_ {2mm ') } (m, u) {ig)} {igg)} {Bigg)},}$

должно быть один к одному и дифференцируемы, и имеют ненулевой носитель:

${displaystyle mathrm {supp} (g_ {mm '}) eq varnothing,}$

так что существует обратная функция

${displaystyle g_ {mm '} ^ {- 1} = g_ {m'm},}$

что дифференцируемо. Следовательно ${displaystyle (m, u)}$ и ${displaystyle (m ', u')}$ должны быть одинаковой размерности, что имеет место, если критерий размерности

${displaystyle d_ {m} + d_ {mm '} = d_ {m'} + d_ {m'm},}$

встречается где ${displaystyle d_ {мм '}}$ это размер ${displaystyle u}$. Это известно как соответствие размеров.

Если ${displaystyle mathbb {R} ^ {d_ {m}} подмножество mathbb {R} ^ {d_ {m '}}}$ тогда условие размерного согласования можно свести к

${displaystyle d_ {m} + d_ {mm '} = d_ {m'},}$

с

${displaystyle (m, u) = g_ {m'm} (m).,}$

Вероятность принятия будет выражена как

${displaystyle a (m, m ') = min left (1, {p_ {m'm} p_ {m'} f_ {m '} (m')} {p_ {mm '} q_ {mm'}) (m, u) p_ {m} f_ {m} (m)}} left | det left ({frac {partial g_ {mm '} (m, u)} {partial (m, u)}} полет) полет | ight),}$

куда ${displaystyle | cdot |}$ обозначает абсолютное значение и ${displaystyle p_ {m} f_ {m}}$ совместная апостериорная вероятность

${displaystyle p_ {m} f_ {m} = c ^ {- 1} p (y | m, n_ {m}) p (m | n_ {m}) p (n_ {m}) ,,}$

куда ${displaystyle c}$ - нормирующая постоянная.

Программные пакеты

Существует экспериментальный инструмент RJ-MCMC с открытым исходным кодом. Ошибки упаковка.

В Система вероятностного программирования Gen автоматизирует вычисление вероятности приема для определяемых пользователем ядер MCMC с обратимым скачком как часть своего Функция Involution MCMC.

Рекомендации