隐马尔可夫模型 (hidden Markov model, HMM)
作者：互联网
- 本文为《统计学习方法》的读书笔记
目录
隐马尔可夫模型的基本概念
隐马尔可夫模型的定义
- 隐马尔可夫模型是关于时序的概率模型。它描述由一个隐藏的马尔可夫链随机生成不可观测的状态随机序列 (state sequence)， 再由各个状态生成一个观测从而产生观测随机序列 (observation sequence) 的过程。序列的每一个位置可以看作是一个时刻
- 隐马尔可夫模型属于生成模型，表示状态序列和观测序列的联合分布，但是状态序列是隐藏的，不可观测的
隐马尔可夫模型的形式定义
- 隐马尔可夫模型由初始概率分布、状态转移概率分布以及观测概率分布确定
- 设
Q
Q
Q 是所有可能的状态的集合，
V
V
V 是所有可能的观测的集合:
I
I
I 是长度为
T
T
T 的状态序列，
O
O
O 是对应的观测序列:
A
A
A 是状态转移概率矩阵:
其中，
a
i
j
a_{ij}
aij 是在时刻
t
t
t 处于状态
q
i
q_i
qi 的条件下在时刻
t
+
1
t+1
t+1 转移到状态
q
j
q_j
qj 的概率
B
B
B 是观测概率矩阵:
其中，
b
j
(
k
)
b_j(k)
bj(k) 是在时刻
t
t
t 处于状态
q
j
q_j
qj 的条件下生成观测
v
k
v_k
vk 的概率
π
\pi
π 是初始状态概率向量:
其中，
π
i
\pi_i
πi 是时刻
t
=
1
t=1
t=1 处于状态
q
i
q_i
qi 的概率
- 隐马尔可夫模型由初始状态概率向量
π
\pi
π、状态转移概率矩阵
A
A
A 和观测概率矩阵
B
B
B 决定。因此，隐马尔可夫模型
λ
λ
λ 可以用三元符号表示，即
状态转移概率矩阵
A
A
A 与初始状态概率向量
π
\pi
π 确定了隐藏的马尔可夫链，生成不可观测的状态序列。观测概率矩阵
B
B
B 确定了如何从状态生成观测，与状态序列综合确定了如何产生观测序列
隐马尔可夫模型的两个基本假设
- (1) 齐次马尔可夫性假设，即假设隐藏的马尔可夫链在任意时刻
t
t
t 的状态只依赖于其前一时刻的状态，与其他时刻的状态及观测无关，也与时刻
t
t
t 无关:
- (2) 观测独立性假设，即假设任意时刻的观测只依赖于该时刻的马尔可夫链的状态，与其他观测及状态无关:
例
观测序列的生成过程
隐马尔可夫模型的 3 个基本问题
- (1) 概率计算问题: 给定模型 λ = ( A , B , π ) λ = (A ,B, π) λ=(A,B,π) 和观测序列 O = ( o 1 , . . . , o T ) O= (o_1 ,...,o_T) O=(o1,...,oT)，计算在模型 λ λ λ 下观测序列 O O O 出现的概率 P ( O ∣ λ ) P(O| λ) P(O∣λ)
- (2) 学习问题。己知观测序列 O = ( o 1 , . . . , o T ) O= (o_1 ,...,o_T) O=(o1,...,oT) 估计模型 λ = ( A , B , π ) λ = (A ,B, π) λ=(A,B,π) 参数，使得在该模型下观测序列概率 P ( O ∣ λ ) P(O| λ) P(O∣λ) 最大。即用极大似然估计的方法估计参数
- (3) 预测问题 / 解码 (decoding) 问题。已知模型 λ = ( A , B , π ) λ = (A ,B, π) λ=(A,B,π) 和观测序列 O = ( o 1 , . . . , o T ) O= (o_1 ,...,o_T) O=(o1,...,oT) 求对给定观测序列条件概率 P ( I ∣ O ) P (I|O) P(I∣O) 最大的状态序列 I = ( i 1 , , . . . , i T ) I = (i_1, ,...,i_T ) I=(i1,,...,iT)。即给定观测序列，求最有可能的对应的状态序列
标注问题
- 隐马尔可夫模型可以用于标注。标注问题是给定观测的序列预测其对应的标记序列。可以假设标注问题的数据是由隐马尔可夫模型生成的。这样我们可以利用隐马尔可夫模型的学习与预测算法进行标注，即输入为观测序列，输出为标记序列 (状态序列)
概率计算算法
- 概率计算问题: 给定模型 λ = ( A , B , π ) λ = (A ,B, π) λ=(A,B,π) 和观测序列 O = ( o 1 , . . . , o T ) O= (o_1 ,...,o_T) O=(o1,...,oT)，计算在模型 λ λ λ 下观测序列 O O O 出现的概率 P ( O ∣ λ ) P(O| λ) P(O∣λ)
直接计算法
- 最直接的方法是按概率公式直接计算。通过列举所有可能的长度为
T
T
T 的状态序列
I
=
(
i
1
,
i
2
,
.
.
.
,
i
T
)
′
I = (i_1, i_2,... , i_T)'
I=(i1,i2,...,iT)′，求各个状态序列
I
I
I 与观测序列
O
=
(
o
1
,
o
2
,
.
.
.
,
o
T
)
O= (o_1 ,o_2 ,...,o_T)
O=(o1,o2,...,oT) 的联合概率
P
(
O
,
I
∣
λ
)
P(O ,I| λ)
P(O,I∣λ)，然后对所有可能的状态序列求和，得到
P
(
O
∣
λ
)
P(O| λ)
P(O∣λ)
- 但显然，利用上式计算量很大，是 O ( T N T ) O(TN^T) O(TNT) 阶的，这种算法不可行
前向算法 (forward algorithm)
- 按照上面的算法可以递推地求得前向概率 α t ( i ) α_t (i) αt(i) 及观测序列概率 P ( O ∣ λ ) P(O| λ) P(O∣λ)，计算量是 O ( N 2 T ) O(N^2 T) O(N2T) 阶的
后向算法 (backward algorithm)
- 按照上面的算法可以递推地求得后向概率 β t ( i ) \beta_t (i) βt(i) 及观测序列概率 P ( O ∣ λ ) P(O| λ) P(O∣λ)，计算量是 O ( N 2 T ) O(N^2 T) O(N2T) 阶的
一些概率与期望值的计算
- 给定模型
λ
λ
λ 和观测
O
O
O，在时刻
t
t
t 处于状态
q
i
q_i
qi 的概率。记
由前向概率和后向概率定义可知:
于是得到:
- 给定模型
λ
λ
λ 和观测
O
O
O，在时刻
t
t
t 处于状态
q
i
q_i
qi 且在时刻
t
+
1
t+1
t+1 处于状态
q
j
q_j
qj 的概率。记
可以通过前向后向概率计算:
而
所以
- 将
γ
t
(
i
)
\gamma_t(i)
γt(i) 和
ξ
t
(
i
,
j
)
\xi_t(i,j)
ξt(i,j) 对各个时刻
t
t
t 求和，可以得到一些有用的期望值
- (1) 在观测
O
O
O 下状态
i
i
i 出现的期望值:
- (2) 在观测
O
O
O 下由状态
i
i
i 转移的期望值:
- (3) 在观测
O
O
O 下由状态
i
i
i 转移到状态
j
j
j 的期望值:
- (1) 在观测
O
O
O 下状态
i
i
i 出现的期望值:
学习算法
- 学习问题。己知观测序列 O = ( o 1 , . . . , o T ) O= (o_1 ,...,o_T) O=(o1,...,oT) 估计模型 λ = ( A , B , π ) λ = (A ,B, π) λ=(A,B,π) 参数，使得在该模型下观测序列概率 P ( O ∣ λ ) P(O| λ) P(O∣λ) 最大。即用极大似然估计的方法估计参数
- 如果训练数据除了观测序列，还包含状态序列，那么就可由监督学习实现；否则用无监督学习实现
监督学习方法
- 假设给训练数据包含 S S S 个长度相同的观测序列和对应的状态序列 { ( O 1 , I 1 ) , . . . , ( O S , I S ) } \{(O_1,I_1),...,(O_S, I_S)\} {(O1,I1),...,(OS,IS)}. 那么可以利用极大似然估计法来估计隐马尔可夫模型的参数
- (1) 转移概率
a
i
j
a_{ij}
aij 的估计: 设样本中时刻
t
t
t 处于状态
i
i
i 时刻
t
+
1
t+1
t+1 转移到状态
j
j
j 的频数为
A
i
j
A_{ij}
Aij，那么状态转移概率
a
i
j
a_{ij}
aij 的估计是
- (2) 观测概率
b
j
(
k
)
b_j (k)
bj(k) 的估计: 设样本中状态为
j
j
j 并观测为
k
k
k 的频数是
B
j
k
B_{jk}
Bjk，那么状态为
j
j
j 观测为
k
k
k 的概率
b
j
(
k
)
b_j(k)
bj(k) 的估计是
- (3) 初始状态概率 π i \pi_i πi 的估计 π ^ i \hat\pi_i π^i 为 S S S 个样本中初始状态为 q i q_i qi 的频率
Baum-Welch 算法 (无监督学习方法)
- 由于监督学习需要使用标注的训练数据，而人工标注训练数据往往代价很高，有时就会利用无监督学习的方法。假设给定训练数据只包含
S
S
S 个长度为
T
T
T 的观测序列
{
O
1
,
.
.
.
,
O
S
}
\{O_1,...,O_S\}
{O1,...,OS} 而没有对应的状态序列，目标是学习隐马尔可夫模型
λ
=
(
A
,
B
,
π
)
λ = (A, B,\pi)
λ=(A,B,π) 的参数。我们将观测序列数据看作观测数据
O
O
O，状态序列数据看作不可观测的隐数据
I
I
I，那么隐马尔可夫模型事实上是一个含有隐变量的概率模型
它的参数学习可以由 EM 算法实现
E 步: 求 Q Q Q 函数 Q ( λ , λ ˉ ) Q(\lambda,\bar\lambda) Q(λ,λˉ)
max λ E I [ log P ( O , I ∣ λ ) ∣ O , λ ˉ ] = max λ ∑ I log P ( O , I ∣ λ ) P ( I ∣ O , λ ˉ ) = max λ ∑ I log P ( O , I ∣ λ ) P ( O , I ∣ λ ˉ ) P ( O ∣ λ ˉ ) = max λ ∑ I log P ( O , I ∣ λ ) P ( O , I ∣ λ ˉ ) \begin{aligned} \max_\lambda E_I[\log P(O,I\mid\lambda)\mid O,\bar\lambda] &=\max_\lambda \sum_{I} \log P(O, I \mid \lambda) P(I \mid O,\bar{\lambda}) \\&=\max_\lambda \sum_{I} \log P(O, I \mid \lambda) \frac{P(O, I \mid \bar{\lambda})}{P(O\mid\bar\lambda)} \\&=\max_\lambda \sum_{I} \log P(O, I \mid \lambda) {P(O, I \mid \bar{\lambda})} \end{aligned} λmaxEI[logP(O,I∣λ)∣O,λˉ]=λmaxI∑logP(O,I∣λ)P(I∣O,λˉ)=λmaxI∑logP(O,I∣λ)P(O∣λˉ)P(O,I∣λˉ)=λmaxI∑logP(O,I∣λ)P(O,I∣λˉ)
- 因此，可直接设
Q
(
λ
,
λ
ˉ
)
=
∑
I
log
P
(
O
,
I
∣
λ
)
P
(
O
,
I
∣
λ
ˉ
)
Q(λ,\bar\lambda)=\sum_{I} \log P(O, I \mid \lambda) {P(O, I \mid \bar{\lambda})}
Q(λ,λˉ)=∑IlogP(O,I∣λ)P(O,I∣λˉ)。其中，
λ
ˉ
\bar\lambda
λˉ 是隐马尔可夫模型参数的当前估计值，
λ
\lambda
λ 是要极大化的隐马尔可夫模型参数
- 于是函数
Q
(
λ
,
λ
ˉ
)
Q(λ,\bar\lambda)
Q(λ,λˉ) 可以写成:
M 步: 极大化 Q ( λ , λ ˉ ) Q(λ,\bar\lambda) Q(λ,λˉ) 求模型参数 A , B , π A,B,\pi A,B,π
- 由于要极大化的参数在式 (10.34) 中单独地出现在 3 个项中，所以只需对各项分别极大化
- (1) 式 (10.34) 的第 1 项可以写成:
注意到
π
i
\pi_i
πi 满足约束条件
∑
i
=
1
N
π
i
=
1
\sum_{i=1}^N\pi_i=1
∑i=1Nπi=1，利用拉格朗日乘子法，写出拉格朗日函数:
由 KKT 条件可知
得
对
i
i
i 求和得到
γ
γ
γ
因此
- (2) 式 (10.34) 的第 2 项可以写成
类似第 1 项，应用具有约束条件
∑
j
=
1
a
i
j
=
1
\sum_{j=1}a_{ij} = 1
∑j=1aij=1 的拉格朗日乘子法可以求出
- (3) 式 (10.34) 的第 3 项为
同样用拉格朗日乘子法，约束条件是
∑
k
=
1
M
b
j
(
k
)
=
1
\sum_{k=1}^Mb_j(k)=1
∑k=1Mbj(k)=1。求得
其中
I
I
I 为指示函数
Baum-Welch 算法
- 将参数迭代公式中的各概率分别用 γ t ( i ) , ξ t ( i , j ) \gamma_t(i),\xi_t(i,j) γt(i),ξt(i,j) 表示，则可将 Baum-Welch 算法写为以下形式：
预测算法
- 预测问题 / 解码 (decoding) 问题。已知模型 λ = ( A , B , π ) λ = (A ,B, π) λ=(A,B,π) 和观测序列 O = ( o 1 , . . . , o T ) O= (o_1 ,...,o_T) O=(o1,...,oT) 求对给定观测序列条件概率 P ( I ∣ O ) P (I|O) P(I∣O) 最大的状态序列 I = ( i 1 , , . . . , i T ) I = (i_1, ,...,i_T ) I=(i1,,...,iT)。即给定观测序列，求最有可能的对应的状态序列
近似算法
- 近似算法的想法是，在每个时刻
t
t
t 选择在该时刻最有可能出现的状态
i
t
∗
i_t^*
it∗，从而得到一个状态序列
I
∗
=
(
i
1
∗
,
.
.
,
i
T
∗
)
I^* = (i_1^*,..,i_T^*)
I∗=(i1∗,..,iT∗)，将它作为预测的结果
其中，
- 近似算法的优点是计算简单，其缺点是不能保证预测的状态序列整体是最有可能的状态序列，因为预测的状态序列可能有实际不发生的部分。尽管如此，近似算法仍然是有用的
维特比算法 (Viterbi algorithm)
- 维特比算法实际是用动态规划求概率最大路径 (最优路径)。这时一条路径对应着一个状态序列
- 根据动态规划原理，最优路径具有这样的特性: 如果最优路径在时刻 t t t 通过结点 i t ∗ i_t^* it∗，那么这一路径从结点 i t ∗ i_t^* it∗ 到终点 i T ∗ i_T^* iT∗ 的部分路径，对于从 i t ∗ i_t^* it∗ 到 i T ∗ i_T^* iT∗ 的所有可能的部分路径来说，必须是最优的。依据这一原理，我们只需从时刻 t = 1 t=1 t=1 开始，递推地计算在时刻 t t t 状态为 i i i 的各条部分路径的最大概率，直至得到时刻 t = T t = T t=T 状态为 i i i 的各条路径的最大概率。时刻 t = T t = T t=T 的最大概率即为最优路径的概率 P ∗ P^* P∗，最优路径的终结点 i T ∗ i^*_T iT∗ 也同时得到。之后，为了找出最优路径的各个结点，从终结点 i T ∗ i^*_T iT∗ 开始，由后向前逐步求得结点 i T − 1 ∗ , . . . , i 1 ∗ i_{T-1}^*,...,i_1^* iT−1∗,...,i1∗，得到最优路径 I ∗ = ( i 1 ∗ , . . . , i T ∗ ) I^* = (i_1^*,...,i_T^*) I∗=(i1∗,...,iT∗)
Notation
- 首先导入两个变量
δ
\delta
δ 和
ψ
\psi
ψ。定义在时刻
t
t
t 状态为
i
i
i 的所有单个路径
(
i
1
,
.
.
.
,
i
t
−
1
,
i
)
(i_1,...,i_{t-1},i)
(i1,...,it−1,i) 中概率最大值为
由定义可得变量
δ
\delta
δ 的递推公式:
定义在时刻
t
t
t 状态为
i
i
i 的所有单个路径
(
i
1
,
.
.
.
,
i
t
−
1
,
i
)
(i_1,...,i_{t-1},i)
(i1,...,it−1,i) 中概率最大的路径的第
t
−
1
t-1
t−1 个结点为
维特比算法
标签：...,概率,状态,观测,HMM,马尔可夫,序列,hidden,Markov 来源： https://blog.csdn.net/weixin_42437114/article/details/120739097