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0 前言

作为刚入门自监督学习的小白，在阅读其中 Contrastive Based 方法的论文时，经常会看到 InfoNCE 这个 loss（在 CPC 的论文中提出），之前只知道它的思想来自于 NCE 以及代表什么含义，但是对其背后的理论推导、以及如何从 NCE 迁移到 InfoNCE 的思想不太清楚，因此这篇文章就是通过理论推导和自己的理解来对 NCE 和 InfoNCE 的来龙去脉有个了解。

1 从 NLP 入手

1.1 背景

NCE，也就是 Noise Contrastive Noise（噪声对比估计）， 在 Noise-contrastive estimation: A new estimation principle for unnormalized statistical models [Gutmann and Hyvsarinen, 2010] 这篇论文中被提出，但是这篇论文的阐述过于“数学”不太便于理解，并且论文中估计的是概率密度函数（pdf, probability density function）。而 NLP 中的 word 或 vision 中的 pixel 都是离散的，且我们感兴趣的是的概率质量函数（pmf, probability mass function），因此我主要参考了 A fast and simple algorithm for training neural probabilistic language models 这篇论文，它就是在使用 NCE 时假设了离散分布，并用 pmf 代替其中 pdf，然后将 NCE 应用到 NLP 领域。（我对 NLP 领域不是很了解，部分阐述方式可能会不严谨）。

1.2 n-gram

语言模型（language model）就是假设一门语言所有可能的句子服从一个概率分布，每个句子出现的概率加起来是1，那么语言模型的任务就是预测每个句子在语言中出现的概率。如果把句子 s s s 看成单词 w w w 的序列 s = { w 1 , w 2 , . . . , w m } s=\{w_1,w_2,...,w_m\} s={w1​,w2​,...,wm​}，那么语言模型就是建模一个 p ( w 1 , w 2 , . . . , w m ) p(w_1,w_2,...,w_m) p(w1​,w2​,...,wm​) 来计算这个句子 s s s 出现的概率，直观上我们要得到这个语言模型，基于链式法则可以表示为每个单词出现的条件概率的乘积，我们将条件概率的条件 ( w 1 , w 2 , . . . , w i − 1 ) (w_1,w_2,...,w_{i-1}) (w1​,w2​,...,wi−1​) 称为单词 w i w_i wi​ 的上下文，用 c i c_i ci​ 表示。
p ( w 1 , w 2 , … , w m ) = p ( w 1 ) ∗ p ( w 2 ∣ w 1 ) ∗ p ( w 3 ∣ w 1 , w 2 ) … p ( w m ∣ w 1 , … , w m − 1 ) = ∏ i = 1 m p ( w i ∣ w 1 , w 2 , … , w i − 1 ) = ∏ i = 1 m p ( w i ∣ c i ) (1) \begin{aligned} p\left(w_{1}, w_{2}, \ldots, w_{m}\right)&=p\left(w_{1}\right) * p\left(w_{2} \mid w_{1}\right) * p\left(w_{3} \mid w_{1}, w_{2}\right) \ldots p\left(w_{m} \mid w_{1}, \ldots, w_{m-1}\right) \\ &=\prod_{i=1}^{m} p\left(w_{i} \mid w_{1}, w_{2}, \ldots, w_{i-1}\right) \\ &=\prod_{i=1}^{m} p\left(w_{i} \mid c_i\right) \end{aligned} \tag 1 p(w1​,w2​,…,wm​)​=p(w1​)∗p(w2​∣w1​)∗p(w3​∣w1​,w2​)…p(wm​∣w1​,…,wm−1​)=i=1∏m​p(wi​∣w1​,w2​,…,wi−1​)=i=1∏m​p(wi​∣ci​)​(1)
可以看到，language model 就是条件概率 p ( w i ∣ c i ) p(w_i|c_i) p(wi​∣ci​) 的集合，但是直接计算每个条件概率是不现实的。因此在统计语言模型中，引入了马尔可夫假设，即“一个词出现的概率只与它前面出现的有限的一个或者 n 个词有关”，将这 n n n 个词称为一个 gram，这就是著名的 n-gram 模型，因此可以将模型简化为：
p ( w 1 , w 2 , w 3 , … , w m ) = ∏ i = 1 m p ( w i ∣ w i − n + 1 , … , w i − 1 ) (2) p\left(w_{1}, w_{2}, w_{3}, \ldots, w_{m}\right)=\prod_{i=1}^{m} p\left(w_{i} \mid w_{i-n+1}, \ldots, w_{i-1}\right) \tag 2 p(w1​,w2​,w3​,…,wm​)=i=1∏m​p(wi​∣wi−n+1​,…,wi−1​)(2)

1.3 最大似然估计

然而，在机器学习领域有一个方法是：对所要考虑的问题建模后为其构造一个目标函数，然后对这个目标函数进行优化，从而求得一组最优的参数，最后利用这组最优参数对应的模型进行预测，也就是最大似然估计。

因此，在建模统计语言模型时，利用最大似然估计，对于 ( 1 ) (1) (1) 式目标函数，我们可以写出其对数似然函数如下：
L M L E = ∑ w ∈ s log ⁡ p θ ( w ∣ c ) (3) \mathcal{L}_{MLE}= \sum_{w \in s} \log p_{\theta}(w \mid c) \tag 3 LMLE​=w∈s∑​logpθ​(w∣c)(3)
然后对最大化对数似然函数 L M L E \mathcal{L}_{MLE} LMLE​，实际上这样就是将 p ( w ∣ c ) p(w|c) p(w∣c) 看成 w w w 和 c c c 的函数， θ \theta θ 为待定参数集：
p θ ( w ∣ c ) = F ( w , c ; θ ) (4) p_{\theta}(w|c)=F(w,c;\theta) \tag 4 pθ​(w∣c)=F(w,c;θ)(4)
这样一旦最优参数集 θ ∗ \theta^{*} θ∗ 可以确定，函数 F F F 就被唯一确定，那么对于任何概率 p ( w ∣ c ) p(w|c) p(w∣c) 都可以用 函数 F ( w , c ; θ ∗ ) F(w,c;{\theta}^{*}) F(w,c;θ∗) 来计算了。

1.4 神经概率语言模型

上面的方法似然看起来很美好，但其中有两个问题：

• 如何构造一个好的函数 F F F 。
• 最大似然估计虽然理论上简单可行，但对于某些模型，在实际计算时可能需要很大的计算量，因此未必容易。

首先来看第一个问题，这也就是我们为什么引入神经网络，因为神经网络理论上可以表示任何函数，那么通过训练，肯定能找到这个合适的 F F F，因此Bengio 等人在 2003 年 A Neural Probabilistic Language Model 中提出了神经概率语言模型（NPLM）。其不在受限于 gram 的大小，可以在包含任意大小上下文的情况下建模 w w w 的条件概率。

具体来看，它把语言模型的建立当作一个多分类问题，我们用 V = { v 1 , v 2 , . . . , v ∣ V ∣ } V=\{ v_1,v_2,...,v_{|V|} \} V={v1​,v2​,...,v∣V∣​} 表示一个包含所有单词的单词库，其大小为 ∣ V ∣ |V| ∣V∣，将 ( w i , c i ) (w_i,c_i) (wi​,ci​) 当成一对训练样本（实际上 w w w 会转换成词向量，这里不做详解），通过神经网络后和 softmax 后，输出一个向量 y ^ = [ y ^ i , 1 , y ^ i , 2 , . . . , y ^ i , ∣ V ∣ ] \hat{y}=\left[\hat{y}_{i,1},\hat{y}_{i,2},...,\hat{y}_{i,|V|}\right] y^​=[y^​i,1​,y^​i,2​,...,y^​i,∣V∣​], 其中每一维 y ^ i , j = p ( v j ∣ c i ) \hat{y}_{i,j}=p(v_j|c_i) y^​i,j​=p(vj​∣ci​) 表示上下文为 c i c_i ci​时 第 i i i 个单词是单词库中第 j j j 个单词 v j v_j vj​ 的概率，训练过程要求最后单词库中概率最大的单词就是训练样本对中的 w i w_i wi​。这样训练结束后，给神经网络一个上下文 c l = ( w 1 , w 2 , . . . , w l − 1 ) c_l=(w_1,w_2,...,w_{l-1}) cl​=(w1​,w2​,...,wl−1​)，神经网络就能预测在当前上下文 c l c_l cl​时，下一个 单词 w l w_l wl​ 是单词库中的各个词的概率，通过这个我们也就可以构建语言模型。

我们知道，这种方法本质上就是拟合一个 w w w 和 c c c 的函数 F F F，或者说建立一个参数集为 θ \theta θ 条件概率分布 p θ ( w ∣ c ) p_{\theta}(w|c) pθ​(w∣c) ，只要给出当前上下文 c c c ，我们就能够直接计算下一个单词 w w w 的概率。

假设输入到 softmax 前的结果用 s θ ( w , c ) s_{\theta}(w,c) sθ​(w,c) 表示，实际上 s θ ( w , c ) s_{\theta}(w,c) sθ​(w,c) 是有含义的，它是一个 socring function ，输出的分数用来量化 w w w 在上下文 c c c 中匹配性，那么 w w w 条件概率可以表示为以下形式：
p θ ( w ∣ c ) = e x p ( s θ ( w , c ) ) ∑ w ′ ∈ V e x p ( s θ ( w , c ) ) = u θ ( w , c ) Z ( c ) (5) \begin{aligned} p_{\theta}(w|c)&= \frac{exp(s_{\theta}(w,c))}{\sum_{w^\prime \in V}exp(s_{\theta}(w,c))} \\ &= \frac{u_{\theta}(w,c)}{Z(c)} \end{aligned} \tag 5 pθ​(w∣c)​=∑w′∈V​exp(sθ​(w,c))exp(sθ​(w,c))​=Z(c)uθ​(w,c)​​(5)
式中， u θ ( w , c ) = e x p ( s θ ( w , c ) ) u_{\theta}(w,c)=exp(s_{\theta}(w,c)) uθ​(w,c)=exp(sθ​(w,c)) 表示下一个单词是这个 w w w 在单词库中的概率；令 Z ( c ) = ∑ w ′ ∈ V e x p ( s θ ( w , c ) ) Z(c) = \sum_{w^\prime \in V}exp(s_{\theta}(w,c)) Z(c)=∑w′∈V​exp(sθ​(w,c)) 表示当前单词库中所有单词的概率的累和，通常将这一项叫做“配分函数”或“归一化因子”。一般来说，单词库 ∣ V ∣ |V| ∣V∣ 的数量是非常巨大的，因此计算 Z ( c ) Z(c) Z(c) 是非常昂贵、耗时的一件事，这也就是 NCE 要解决的问题。（见附录1）

如果我们不考虑 s θ ( w , c ) s_{\theta}(w,c) sθ​(w,c) 的具体形式，那么 ( 5 ) (5) (5) 式实际上就可以当作我们在 ( 4 ) (4) (4) 式中所构造的函数 F F F 的表达式， 既然如此，那我们接着用 1.3 中提到的最大似然估计的方式来试着求解 F F F 的参数 θ \theta θ。我们将从句子(语料) s s s 中取样的 w w w 看成经验分布(数据分布) p ~ ( w ∣ c ) \tilde{p}(w|c) p~​(w∣c) ， ( 3 ) (3) (3) 式中的 L M L E \mathcal{L}_{MLE} LMLE​ 可以写成：
L M L E = ∑ w ∼ p ~ ( w ∣ c ) log ⁡ p θ ( w ∣ c ) = E w ∼ p ~ ( w ∣ c ) log ⁡ u θ ( w , c ) Z ( c ) (6) \begin{aligned} \mathcal{L}_{MLE} &= \sum_{w \sim \tilde{p}(w|c)} \log p_{\theta}(w \mid c) \\ &=\mathbb E_{w \sim \tilde{p}(w|c)} \log{\frac{u_{\theta}(w,c)}{Z(c)}} \end{aligned} \tag 6 LMLE​​=w∼p~​(w∣c)∑​logpθ​(w∣c)=Ew∼p~​(w∣c)​logZ(c)uθ​(w,c)​​(6)
现在要最大化 L M L E \mathcal{L}_{MLE} LMLE​，那么将其关于 θ \theta θ 求导：
∂ ∂ θ L M L E = E w ∼ p ~ ( w ∣ c ) ∂ ∂ θ log ⁡ u θ ( w , c ) Z ( c ) = E w ∼ p ~ ( w ∣ c ) [ ∂ ∂ θ log ⁡ u θ ( w , c ) − ∂ ∂ θ log ⁡ Z ( c ) ] = E w ∼ p ~ ( w ∣ c ) ∂ ∂ θ log ⁡ u θ ( w , c ) − ∂ ∂ θ log ⁡ Z ( c ) (7) \begin{aligned} \frac{\partial}{\partial \theta}\mathcal{L}_{\mathrm{MLE}}&=\mathbb E_{w \sim \tilde{p}(w|c)} \frac{\partial}{\partial \theta}\log{\frac{u_{\theta}(w,c)}{Z(c)}} \\ &=\mathbb E_{w \sim \tilde{p}(w|c)} \left[ \frac{\partial}{\partial \theta} \log{u_{\theta}(w,c)}- \frac{\partial}{\partial \theta}\log{Z(c)} \right] \\ &=\mathbb E_{w \sim \tilde{p}(w|c)} \frac{\partial}{\partial \theta} \log{u_{\theta}(w,c)} - \frac{\partial}{\partial \theta} \log{Z(c)} \end{aligned} \tag 7 ∂θ∂​LMLE​​=Ew∼p~​(w∣c)​∂θ∂​logZ(c)uθ​(w,c)​=Ew∼p~​(w∣c)​[∂θ∂​loguθ​(w,c)−∂θ∂​logZ(c)]=Ew∼p~​(w∣c)​∂θ∂​loguθ​(w,c)−∂θ∂​logZ(c)​(7)

这里解释一下上面到最后一步的转换，因为 Z ( c ) = ∑ w ′ ∈ V e x p ( s θ ( w , c ) ) Z(c)=\sum_{w^\prime \in V}exp(s_{\theta}(w,c)) Z(c)=∑w′∈V​exp(sθ​(w,c))，其中 w ′ w^{\prime} w′ 为单词库 V V V 中所有的单词，而单词库其中每个单词的概率由 p θ ( w ∣ c ) p_{\theta}(w|c) pθ​(w∣c) 产生，因此 w ′ ∼ p θ ( w ∣ c ) w^{\prime} \sim p_{\theta}(w|c) w′∼pθ​(w∣c)，与经验分布 w ∼ p ~ ( w ∣ c ) w \sim \tilde{p}(w|c) w∼p~​(w∣c) 不相关，所以可以把期望 E w ∼ p ~ ( w ∣ c ) \mathbb E_{w \sim \tilde{p}(w|c)} Ew∼p~​(w∣c)​ 去掉。

( 7 ) (7) (7) 式结果中的 ∂ ∂ θ log ⁡ Z ( c ) \frac{\partial}{\partial \theta} \log{Z(c)} ∂θ∂​logZ(c) 计算如下：
∂ ∂ θ log ⁡ Z ( c ) = 1 Z ( c ) ∂ ∂ θ Z ( c ) = 1 Z ( c ) ∂ ∂ θ ∑ w ′ ∈ V u θ ( w , c ) = 1 Z ( c ) ∂ ∂ θ ∑ w ′ ∈ V e x p ( s θ ( w , c ) ) = ∑ w ′ ∈ V 1 Z ( c ) e x p ( s θ ( w , c ) ) ∂ ∂ θ s θ ( w , c ) = ∑ w ′ ∈ V p θ ( w ∣ c ) ∂ ∂ θ s θ ( w , c ) = E w ∼ p θ ( w ∣ c ) ∂ ∂ θ s θ ( w , c ) = E w ∼ p θ ( w ∣ c ) ∂ ∂ θ l o g u θ ( w , c ) (8) \begin{aligned} \frac{\partial}{\partial \theta}\log{Z(c)}&=\frac{1}{Z(c)} \frac{\partial}{\partial \theta}Z(c) \\ &=\frac{1}{Z(c)}\frac{\partial}{\partial \theta} \sum_{w^\prime \in V}u_{\theta}(w,c) \\ &=\frac{1}{Z(c)} \frac{\partial}{\partial \theta} \sum_{w^\prime \in V} {exp(s_{\theta}(w,c))} \\ &=\sum_{w^\prime \in V} \frac{1}{Z(c)} exp(s_{\theta}(w,c)) \frac{\partial}{\partial \theta} s_{\theta}(w,c) \\ &=\sum_{w^\prime \in V} p_{\theta}(w|c) \frac{\partial}{\partial \theta} s_{\theta}(w,c) \\ &=\mathbb{E}_{w \sim p_{\theta}(w|c)} \frac{\partial}{\partial \theta} s_{\theta}(w,c) \\ &=\mathbb{E}_{w \sim p_{\theta}(w|c)} \frac{\partial}{\partial \theta} logu_{\theta}(w,c) \end{aligned} \tag 8 ∂θ∂​logZ(c)​=Z(c)1​∂θ∂​Z(c)=Z(c)1​∂θ∂​w′∈V∑​uθ​(w,c)=Z(c)1​∂θ∂​w′∈V∑​exp(sθ​(w,c))=w′∈V∑​Z(c)1​exp(sθ​(w,c))∂θ∂​sθ​(w,c)=w′∈V∑​pθ​(w∣c)∂θ∂​sθ​(w,c)=Ew∼pθ​(w∣c)​∂θ∂​sθ​(w,c)=Ew∼pθ​(w∣c)​∂θ∂​loguθ​(w,c)​(8)

将 ( 8 ) (8) (8) 式结果带回 ( 7 ) (7) (7) 式中得：
∂ ∂ θ L M L E = E w ∼ p ~ ( w ∣ c ) ∂ ∂ θ log ⁡ u θ ( w , c ) − ∂ ∂ θ log ⁡ Z ( c ) = E w ∼ p ~ ( w ∣ c ) ∂ ∂ θ log ⁡ u θ ( w , c ) − E w ∼ p θ ( w ∣ c ) ∂ ∂ θ l o g u θ ( w , c ) = ∑ w p ~ ( w ∣ c ) ∂ ∂ θ log ⁡ u θ ( w , c ) − ∑ w p θ ( w ∣ c ) ∂ ∂ θ l o g u θ ( w , c ) = ∑ w [ p ~ ( w ∣ c ) ∂ ∂ θ log ⁡ u θ ( w , c ) − p θ ( w ∣ c ) ∂ ∂ θ l o g u θ ( w , c ) ] = ∑ w [ ( p ~ ( w ∣ c ) − p θ ( w ∣ c ) ) ∂ ∂ θ l o g u θ ( w , c ) ] (9) \begin{aligned} \frac{\partial}{\partial \theta}\mathcal{L}_{\mathrm{MLE}} &=\mathbb E_{w \sim \tilde{p}(w|c)} \frac{\partial}{\partial \theta} \log{u_{\theta}(w,c)} - \frac{\partial}{\partial \theta} \log{Z(c)} \\ &=\mathbb E_{w \sim \tilde{p}(w|c)} \frac{\partial}{\partial \theta} \log{u_{\theta}(w,c)} - \mathbb{E}_{w \sim p_{\theta}(w|c)} \frac{\partial}{\partial \theta} logu_{\theta}(w,c) \\ &=\sum_w{\tilde{p}(w|c) \frac{\partial}{\partial \theta} \log{u_{\theta}(w,c)}} - \sum_w {p_{\theta}(w|c) \frac{\partial}{\partial \theta} logu_{\theta}(w,c)} \\ &=\sum_w{\left[ \tilde{p}(w|c) \frac{\partial}{\partial \theta} \log{u_{\theta}(w,c)} - p_{\theta}(w|c) \frac{\partial}{\partial \theta} logu_{\theta}(w,c) \right]} \\ &=\sum_w{\left[\left(\tilde{p}(w|c)- p_{\theta}(w|c)\right)\frac{\partial}{\partial \theta} logu_{\theta}(w,c)\right]} \end{aligned} \tag 9 ∂θ∂​LMLE​​=Ew∼p~​(w∣c)​∂θ∂​loguθ​(w,c)−∂θ∂​logZ(c)=Ew∼p~​(w∣c)​∂θ∂​loguθ​(w,c)−Ew∼pθ​(w∣c)​∂θ∂​loguθ​(w,c)=w∑​p~​(w∣c)∂θ∂​loguθ​(w,c)−w∑​pθ​(w∣c)∂θ∂​loguθ​(w,c)=w∑​[p~​(w∣c)∂θ∂​loguθ​(w,c)−pθ​(w∣c)∂θ∂​loguθ​(w,c)]=w∑​[(p~​(w∣c)−pθ​(w∣c))∂θ∂​loguθ​(w,c)]​(9)
看似最大似然很美好，但是实际上还是绕不开对“归一化常数”的计算，所以就需要 NCE 登场了。

2 什么是 NCE

上一节中说明了计算 Z ( c ) Z(c) Z(c) 非常昂贵这个问题需要解决，一个简单的思路是将 Z ( c ) Z(c) Z(c) 也看出模型的一个参数 z c z_c zc​ 来进行训练，但是这种方法不适合于上面提到的最大似然估计，因为由 ( 6 ) (6) (6) 式可以看出来，它会直接将 Z ( c ) Z(c) Z(c) 趋于 0 0 0 来获得最大似然。因此，也有人提利用这个思想提出了一些不定义 Z ( c ) Z(c) Z(c) ，直接用 u θ ( w , c ) u_{\theta}(w,c) uθ​(w,c) 估计模型的方法，如 contrastive divergence (Hinton, 2002) 和 score matching (Hyvarinen, 2005)。（见附录2）

而 NCE 不同于上面两种方法，它是通过最大化同一个目标函数来估计模型参数 θ \theta θ 和归一化常数，NCE 的核心思想就是通过学习数据分布样本和噪声分布样本之间的区别，从而发现数据中的一些特性，因为这个方法需要依靠与噪声数据进行对比，所以称为“噪声对比估计（Noise Contrastive Estimation）”。更具体来说，NCE 将问题转换成了一个二分类问题，分类器能够对数据样本和噪声样本进行二分类。（见附录3）

现在假设一个特定上下文 c c c 的数据分布为 p ~ ( w ∣ c ) \tilde{p}(w|c) p~​(w∣c) ，我们称从它里面取出的样本为正样本，令类别 D = 1 D=1 D=1；而另一个与 c c c 无关的噪声分布为 q ( w ) q(w) q(w)，我们称从里面取出的样本为负样本，令类别为 D = 0 D=0 D=0。遵循Gutmann and Hyvrinen (2012) 中的设置，假设现在取出了 k d k_d kd​ 个正样本和 k n k_n kn​ 个负样本，将这些正负样本混合形成一个混合分布 p m i x t u r e ( w ∣ c ) p_{mixture}(w|c) pmixture​(w∣c)。

我们可以得到先验概率:
p ( D = 1 ) = k d k d + k n p ( D = 0 ) = k n k d + k n p ( w ∣ D = 1 , c ) = p ~ ( w ∣ c ) p ( w ∣ D = 0 , c ) = q ( w ) (10) \begin{aligned} p(D=1)=\frac{k_d}{k_d+k_n} \\ p(D=0)=\frac{k_n}{k_d+k_n} \\ p(w|D=1,c)= \tilde{p}(w|c) \\ p(w|D=0,c)=q(w) \end{aligned} \tag {10} p(D=1)=kd​+kn​kd​​p(D=0)=kd​+kn​kn​​p(w∣D=1,c)=p~​(w∣c)p(w∣D=0,c)=q(w)​(10)
所以可以计算后验概率:

p ( D = 0 ∣ w , c ) = p ( D = 0 ) p ( w ∣ D = 0 , c ) p ( D = 0 ) p ( w ∣ D = 0 , c ) + p ( D = 1 ) p ( w ∣ D = 1 , c ) = k n k d + k n × q ( w ) k d k d + k n × p ~ ( w ∣ c ) + k n k d + k n × q ( w ) = k n k d × q ( w ) p ~ ( w ∣ c ) + k n k d × q ( w ) p ( D = 1 ∣ w , c ) = p ( D = 1 ) p ( w ∣ D = 1 , c ) p ( D = 0 ) p ( w ∣ D = 0 , c ) + p ( D = 1 ) p ( w ∣ D = 1 , c ) = k d k d + k n × p ~ ( w ∣ c ) k d k d + k n × p ~ ( w ∣ c ) + k n k d + k n × q ( w ) = p ~ ( w ∣ c ) p ~ ( w ∣ c ) + k n k d × q ( w ) (11) \begin{aligned} p(D=0|w,c) &=\frac{p(D=0)p(w|D=0,c)}{p(D=0)p(w|D=0,c)+p(D=1)p(w|D=1,c)} \\ &=\frac{\frac{k_n}{k_d+k_n} \times q(w)}{\frac{k_d}{k_d+k_n} \times \tilde{p}(w \mid c)+\frac{k_n}{k_d+k_n} \times q(w)} \\ &=\frac{\frac{k_n}{k_d} \times q(w)}{\tilde{p}(w \mid c)+\frac{k_n}{k_d} \times q(w)} \\ \\ p(D=1|w,c)&= \frac{p(D=1)p(w|D=1,c)}{p(D=0)p(w|D=0,c)+p(D=1)p(w|D=1,c)} \\ &=\frac{\frac{k_d}{k_d+k_n} \times \tilde{p}(w|c)}{\frac{k_d}{k_d+k_n} \times \tilde{p}(w \mid c)+\frac{k_n}{k_d+k_n} \times q(w)} \\ &=\frac{\tilde{p}(w \mid c)}{\tilde{p}(w \mid c)+\frac{k_n}{k_d} \times q(w)} \end{aligned} \tag {11} p(D=0∣w,c)p(D=1∣w,c)​=p(D=0)p(w∣D=0,c)+p(D=1)p(w∣D=1,c)p(D=0)p(w∣D=0,c)​=kd​+kn​kd​​×p~​(w∣c)+kd​+kn​kn​​×q(w)kd​+kn​kn​​×q(w)​=p~​(w∣c)+kd​kn​​×q(w)kd​kn​​×q(w)​=p(D=0)p(w∣D=0,c)+p(D=1)p(w∣D=1,c)p(D=1)p(w∣D=1,c)​=kd​+kn​kd​​×p~​(w∣c)+kd​+kn​kn​​×q(w)kd​+kn​kd​​×p~​(w∣c)​=p~​(w∣c)+kd​kn​​×q(w)p~​(w∣c)​​(11)

我们令负样本和正样本的比例为： k = k n k d k=\frac{k_n}{k_d} k=kd​kn​​，则有：
p ( D = 0 ∣ w , c ) = k × q ( w ) p ~ ( w ∣ c ) + k × q ( w ) p ( D = 1 ∣ w , c ) = p ~ ( w ∣ c ) p ~ ( w ∣ c ) + k × q ( w ) (12) \begin{aligned} p(D=0|w,c) &=\frac{k \times q(w)}{\tilde{p}(w \mid c)+k \times q(w)} \\ \\ p(D=1|w,c) &=\frac{\tilde{p}(w \mid c)}{\tilde{p}(w \mid c)+k \times q(w)} \end{aligned} \tag {12} p(D=0∣w,c)p(D=1∣w,c)​=p~​(w∣c)+k×q(w)k×q(w)​=p~​(w∣c)+k×q(w)p~​(w∣c)​​(12)
现在我们观察 ( 12 ) (12) (12) 式，NCE 所做的事情就是将式中的经验分布 p ~ ( w ∣ c ) \tilde{p}(w|c) p~​(w∣c) 替换成概率模型 p θ ( w ∣ c ) p_{\theta}(w|c) pθ​(w∣c)，使后验概率称为参数为 θ \theta θ 的函数。但问题是这样现在这样的形式还是需要计算 Z ( c ) Z(c) Z(c)，我们只是将原来问题进行了一定的转换从而引入了噪声分布。为了解决这个问题，NCE 做了两个设定：

• 一个就是前面提到的，将 Z ( c ) Z(c) Z(c) 作为一个参数 z c z_c zc​ 来进行估计，相当于引进了一个新的参数。
• 第二个是：事实证明(Mnih and Teh, 2012)，对于参数很多的神经网络来说，我们将 z c z_c zc​ 固定为 1 对每个 c c c 仍是有效的。

第二个设定，即减少了参数的数量，又使模型的输出符合”归一化“的性质（即 Z ( c ) ≈ 1 Z(c)≈1 Z(c)≈1），是很合理的，如果 Z ( c ) = 1 Z(c)=1 Z(c)=1 ，由 ( 5 ) (5) (5) 式可以得到 p θ ( w ∣ c ) = u θ ( w ∣ c ) p_{\theta}(w|c)=u_{\theta}(w|c) pθ​(w∣c)=uθ​(w∣c), 那么 ( 12 ) (12) (12) 式可以写成如下形式，即具有参数 θ \theta θ 的后验概率：
p θ ( D = 0 ∣ w , c ) = k × q ( w ) u θ ( w , c ) + k × q ( w ) p θ ( D = 1 ∣ w , c ) = u θ ( w , c ) u θ ( w , c ) + k × q ( w ) (13) \begin{array}{l} p_{\theta}(D=0|w,c)=\frac{k \times q(w)}{u_{\theta}(w, c)+k \times q(w)} \\ p_{\theta}(D=1|w,c)=\frac{u_{\theta}(w, c)}{u_{\theta}(w, c)+k \times q(w)} \end{array} \tag {13} pθ​(D=0∣w,c)=uθ​(w,c)+k×q(w)k×q(w)​pθ​(D=1∣w,c)=uθ​(w,c)+k×q(w)uθ​(w,c)​​(13)
现在我们有了参数为 θ \theta θ 的二元分类问题，假设标签 D t D_t Dt​ 为伯努利分布，那么很容易写出他的条件对数似然 L N C E c \mathcal{L}_{NCE}^c LNCEc​ 如下，实际上在它前面加上负号后， − L N C E c -\mathcal{L}_{NCE}^c −LNCEc​ 也就等价于 logistics 分类里的 log loss，或者说交叉熵损失函数：
L N C E c = ∑ t = 1 k d + k n [ D t log ⁡ P ( D = 1 ∣ w t , c ) + ( 1 − D t ) log ⁡ P ( D = 0 ∣ w t , c ) ] = ∑ t = 1 k d log ⁡ P ( D = 1 ∣ w t , c ) + ∑ t = 1 k n log ⁡ P ( D = 0 ∣ w t , c ) = ∑ t = 1 k d u θ ( w , c ) u θ ( w , c ) + k × q ( w ) + ∑ t = 1 k n k × q ( w ) u θ ( w , c ) + k × q ( w ) (14) \begin{aligned} \mathcal{L}^c_{\mathrm{NCE}} &=\sum_{t=1}^{k_d+k_n} \left[ D_t \log P(D=1|w_t,c) +(1-D_t) \log P(D=0|w_t,c) \right] \\ &=\sum_{t=1}^{k_d}\log P(D=1|w_t,c) + \sum_{t=1}^{k_n} \log P(D=0|w_t,c) \\ &=\sum_{t=1}^{k_d}\frac{u_{\theta}(w, c)}{u_{\theta}(w, c)+k \times q(w)} + \sum_{t=1}^{k_n} \frac{k \times q(w)}{u_{\theta}(w, c)+k \times q(w)} \\ \end{aligned} \tag {14} LNCEc​​=t=1∑kd​+kn​​[Dt​logP(D=1∣wt​,c)+(1−Dt​)logP(D=0∣wt​,c)]=t=1∑kd​​logP(D=1∣wt​,c)+t=1∑kn​​logP(D=0∣wt​,c)=t=1∑kd​​uθ​(w,c)+k×q(w)uθ​(w,c)​+t=1∑kn​​uθ​(w,c)+k×q(w)k×q(w)​​(14)
而在 NCE 的目标函数还需要在 ( 14 ) (14) (14) 式的基础上除以正样本的数量 k d k_d kd​，即
J N C E c = 1 k d [ ∑ t = 1 k d u θ ( w , c ) u θ ( w , c ) + k × q ( w ) + ∑ t = 1 k n k × q ( w ) u θ ( w , c ) + k × q ( w ) ] = 1 k d ∑ t = 1 k d u θ ( w , c ) u θ ( w , c ) + k × q ( w ) + 1 k d ∑ t = 1 k n k × q ( w ) u θ ( w , c ) + k × q ( w ) = 1 k d ∑ t = 1 k d u θ ( w , c ) u θ ( w , c ) + k × q ( w ) + k k n ∑ t = 1 k n k × q ( w ) u θ ( w , c ) + k × q ( w ) (15) \begin{aligned} J^c_{NCE} &=\frac{1}{k_d}\left[\sum_{t=1}^{k_d}\frac{u_{\theta}(w, c)}{u_{\theta}(w, c)+k \times q(w)} + \sum_{t=1}^{k_n} \frac{k \times q(w)}{u_{\theta}(w, c)+k \times q(w)}\right] \\ &=\frac{1}{k_d}\sum_{t=1}^{k_d}\frac{u_{\theta}(w, c)}{u_{\theta}(w, c)+k \times q(w)} + \frac{1}{k_d} \sum_{t=1}^{k_n} \frac{k \times q(w)}{u_{\theta}(w, c)+k \times q(w)} \\ &=\frac{1}{k_d}\sum_{t=1}^{k_d}\frac{u_{\theta}(w, c)}{u_{\theta}(w, c)+k \times q(w)} + \frac{k}{k_n} \sum_{t=1}^{k_n} \frac{k \times q(w)}{u_{\theta}(w, c)+k \times q(w)} \end{aligned} \tag {15} JNCEc​​=kd​1​[t=1∑kd​​uθ​(w,c)+k×q(w)uθ​(w,c)​+t=1∑kn​​uθ​(w,c)+k×q(w)k×q(w)​]=kd​1​t=1∑kd​​uθ​(w,c)+k×q(w)uθ​(w,c)​+kd​1​t=1∑kn​​uθ​(w,c)+k×q(w)k×q(w)​=kd​1​t=1∑kd​​uθ​(w,c)+k×q(w)uθ​(w,c)​+kn​k​t=1∑kn​​uθ​(w,c)+k×q(w)k×q(w)​​(15)
当数据数量很大时，根据大数定律，上式也可以写成：
J N C E c = 1 k d ∑ t = 1 k d u θ ( w , c ) u θ ( w , c ) + k × q ( w ) + k k n ∑ t = 1 k n k × q ( w ) u θ ( w , c ) + k × q ( w ) = E w ∼ p ~ ( w ∣ c ) u θ ( w , c ) u θ ( w , c ) + k × q ( w ) + k E w ∼ q ( w ) k × q ( w ) u θ ( w , c ) + k × q ( w ) (16) \begin{aligned} J^c_{NCE} &=\frac{1}{k_d}\sum_{t=1}^{k_d}\frac{u_{\theta}(w, c)}{u_{\theta}(w, c)+k \times q(w)} + \frac{k}{k_n} \sum_{t=1}^{k_n} \frac{k \times q(w)}{u_{\theta}(w, c)+k \times q(w)} \\ &=\mathbb{E}_{w \sim \tilde{p}(w|c)} \frac{u_{\theta}(w, c)}{u_{\theta}(w, c)+k \times q(w)} + k \mathbb{E}_{w \sim q(w)} \frac{k \times q(w)}{u_{\theta}(w, c)+k \times q(w)} \end{aligned} \tag {16} JNCEc​​=kd​1​t=1∑kd​​uθ​(w,c)+k×q(w)uθ​(w,c)​+kn​k​t=1∑kn​​uθ​(w,c)+k×q(w)k×q(w)​=Ew∼p~​(w∣c)​uθ​(w,c)+k×q(w)uθ​(w,c)​+kEw∼q(w)​uθ​(w,c)+k×q(w)k×q(w)​​(16)
要最大化上述对数似然函数，也就是最大化如下目标函数：
J N C E c = E w ∼ p ~ ( w ∣ c ) log ⁡ u θ ( w , c ) u θ ( w , c ) + k × q ( w ) + k E w ∼ q ( w ) log ⁡ k × q ( w ) u θ ( w , c ) + k × q ( w ) (17) \begin{aligned} J^c_{NCE}&= \mathbb{E}_{w \sim \tilde{p}(w|c)}{\log{\frac{u_{\theta}(w, c)}{u_{\theta}(w, c)+k \times q(w)}}} + k\mathbb{E}_{w \sim q(w)} {\log{\frac{k \times q(w)}{u_{\theta}(w, c)+k \times q(w)}}} \\ \end{aligned} \tag {17} JNCEc​​=Ew∼p~​(w∣c)​loguθ​(w,c)+k×q(w)uθ​(w,c)​+kEw∼q(w)​loguθ​(w,c)+k×q(w)k×q(w)​​(17)
NCE 目标函数中的 k k k 实际上就是在设置“二分类问题”时，选取的负样本与正样本的比例，通常的做法会默认正样本数量为 1 ，然后将负样本的数量 k k k 作为一个手动输入的参数，从而确定这个比例 k k k。在 TensorFlow 中，正样本的数量 num_true 默认值为1，如果设置大于 1，那么会进行一个 $1 / {\text{num_ture}} $ 的归一化。

可以看到实际上这个比例 k k k 对我们的 NCE 优化是有影响的，所以 NCE 的作者也考虑了什么样的比例 k k k 是最好的，我这里就直接说结论了，有兴趣的可以看详细看下这篇论文 Gutmann and Hyvrinen (2012) 。

结论是：对于设置的噪声分布 q ( w ) q(w) q(w)，我们实际上是希望它尽量接近数据分布 p ~ ( w ∣ c ) \tilde{p}(w|c) p~​(w∣c) 的，否则这个二分类任务就过于简单了，也就无法很好的学到数据特性。而作者通过实验和推导证明（我在第三节中也会简单的证明一下），当负样本和正样本数量之比 k k k 越大，那么我们的 NCE 对于噪声分布好坏的依赖程度也就越小。换句话说，作者建议我们在计算能力运行的条件下，尽可能的增大比值 k k k。也许这也就是大家都默认将正样本数量设置为 1 1 1 的原因：正样本至少取要 1 个，所以最大化比值 k k k，也就是尽可能取更多负样本的同时，将正样本数量取最小值 1 1 1.

另外，如果我们希望目标函数不是只针对一个特定的上下文 c c c，而是使不同的上下文可以共享参数，也就是设置一批上下文的全局目标函数：
J N C E = ∑ c P ( c ) J N C E c (18) \begin{aligned} J_{NCE} &=\sum_c P(c) J^c_{NCE} \\ \end{aligned} \tag {18} JNCE​​=c∑​P(c)JNCEc​​(18)
到这，NCE 的构建就完成了，总结一下就是：从上下文 c c c 中取出单词作为正样本，从噪声分布中取出单词作为负样本，正负样本数量比为 1 : k 1:k 1:k，然后训练一个二分类器，通过一个类似于交叉熵损失函数的目标函数进行训练（如果取正样本数量为1，那么 ( 14 ) (14) (14) 式与 ( 15 ) (15) (15) 式等价，NCE 目标函数就等价于交叉熵损失函数）。

3 NCE 的原理

上面虽然推导了那么多公式，但实际只是按照 NCE 的思想进行问题的转换，那么这样做究竟是否正确呢？根据附录 3 的描述，直觉上看好像是没有问题的。

我们再看回 ( 17 ) (17) (17) 式，我们对它关于 θ \theta θ 进行求导:
∂ ∂ θ J N C E c ( θ ) = ∂ ∂ θ [ E w ∼ p ~ ( w ∣ c ) log ⁡ u θ ( w , c ) u θ ( w , c ) + k × q ( w ) + k E w ∼ q ( w ) log ⁡ k × q ( w ) u θ ( w , c ) + k × q ( w ) ] = ∂ ∂ θ ∑ w p ~ ( w ∣ c ) log ⁡ u θ ( w , c ) u θ ( w , c ) + k × q ( w ) + ∂ ∂ θ k ∑ w q ( w ) log ⁡ k × q ( w ) u θ ( w , c ) + k × q ( w ) = ∑ w p ~ ( w ∣ c ) ∂ ∂ θ log ⁡ u θ ( w , c ) u θ ( w , c ) + k × q ( w ) + k ∑ w q ( w ) ∂ ∂ θ log ⁡ k × q ( w ) u θ ( w , c ) + k × q ( w ) (19) \begin{aligned} \frac{\partial}{\partial \theta} J^c_{NCE}(\theta)&= \frac{\partial}{\partial \theta} \left[\mathbb{E}_{w \sim \tilde{p}(w|c)}{\log{\frac{u_{\theta}(w, c)}{u_{\theta}(w, c)+k \times q(w)}}} + k\mathbb{E}_{w \sim q(w)} {\log{\frac{k \times q(w)}{u_{\theta}(w, c)+k \times q(w)}}} \right] \\ &=\frac{\partial}{\partial \theta} \sum_{w} \tilde{p}(w|c) \log{\frac{u_{\theta}(w, c)}{u_{\theta}(w, c)+k \times q(w)}} + \frac{\partial}{\partial \theta} k\sum_{w}q(w) \log{\frac{k \times q(w)}{u_{\theta}(w, c)+k \times q(w)}} \\ &=\sum_{w} \tilde{p}(w|c)\frac{\partial}{\partial \theta} \log{\frac{u_{\theta}(w, c)}{u_{\theta}(w, c)+k \times q(w)}} + k\sum_{w}q(w) \frac{\partial}{\partial \theta} \log{\frac{k \times q(w)}{u_{\theta}(w, c)+k \times q(w)}} \\ \end{aligned} \tag {19} ∂θ∂​JNCEc​(θ)​=∂θ∂​[Ew∼p~​(w∣c)​loguθ​(w,c)+k×q(w)uθ​(w,c)​+kEw∼q(w)​loguθ​(w,c)+k×q(w)k×q(w)​]=∂θ∂​w∑​p~​(w∣c)loguθ​(w,c)+k×q(w)uθ​(w,c)​+∂θ∂​kw∑​q(w)loguθ​(w,c)+k×q(w)k×q(w)​=w∑​p~​(w∣c)∂θ∂​loguθ​(w,c)+k×q(w)uθ​(w,c)​+kw∑​q(w)∂θ∂​loguθ​(w,c)+k×q(w)k×q(w)​​(19)
分布对上面的两项进行求导：
∂ ∂ θ l o g u θ ( w , c ) u θ ( w , c ) + k × q ( w ) = − ∂ ∂ θ l o g ( 1 + k × q ( w ) u θ ( w , c ) ) = − 1 1 + k × q ( w ) u θ ( w , c ) ∂ ∂ θ k × q ( w ) u θ ( w , c ) = − 1 1 + k × q ( w ) u θ ( w , c ) ( k × q ( w ) ) − 1 [ u θ ( w , c ) ] 2 ∂ ∂ θ 1 u θ ( w , c ) = k × q ( w ) u θ ( w , c ) + k × q ( w ) 1 u θ ( w , c ) ∂ ∂ θ 1 u θ ( w , c ) = k × q ( w ) u θ ( w , c ) + k × q ( w ) ∂ ∂ θ l o g u θ ( w , c ) (20) \begin{aligned} \frac{\partial}{\partial \theta} log{\frac{u_{\theta}(w, c)}{u_{\theta}(w, c)+k \times q({w})}} &= -\frac{\partial}{\partial \theta}log{(1+\frac{k \times q(w)}{u_{\theta}(w,c)})} \\ &=-\frac{1}{1+\frac{k \times q(w)}{u_{\theta}(w,c)}}\frac{\partial}{\partial \theta}\frac{k \times q(w)}{u_{\theta}(w,c)} \\ &=-\frac{1}{1+\frac{k \times q({w})}{u_{\theta}(w,c)}} (k \times q(w)) \frac{-1} {[u_{\theta}(w,c)]^2} \frac{\partial}{\partial \theta} \frac{1}{u_{\theta}(w, c)} \\ &=\frac{k \times q(w)}{u_{\theta}(w, c)+k \times q(w)} \frac{1}{u_{\theta}(w,c)} \frac{\partial}{\partial \theta} \frac{1}{u_{\theta}(w,c)} \\ &=\frac{k \times q(w)}{u_{\theta}(w, c)+k \times q(w)} \frac{\partial}{\partial \theta} log{u_{\theta}(w,c)} \end{aligned} \tag {20} ∂θ∂​loguθ​(w,c)+k×q(w)uθ​(w,c)​​=−∂θ∂​log(1+uθ​(w,c)k×q(w)​)=−1+uθ​(w,c)k×q(w)​1​∂θ∂​uθ​(w,c)k×q(w)​=−1+uθ​(w,c)k×q(w)​1​(k×q(w))[uθ​(w,c)]2−1​∂θ∂​uθ​(w,c)1​=uθ​(w,c)+k×q(w)k×q(w)​uθ​(w,c)1​∂θ∂​uθ​(w,c)1​=uθ​(w,c)+k×q(w)k×q(w)​∂θ∂​loguθ​(w,c)​(20)

∂ ∂ θ l o g k × q ( w ) u θ ( w , c ) + k × q ( w ) = − ∂ ∂ θ l o g ( 1 + u θ ( w , c ) k × q ( w ) ) = − 1 1 + u θ ( w , c ) k × q ( w ) ∂ ∂ θ u θ ( w , c ) k × q ( w ) = − 1 1 + u θ ( w , c ) k × q ( w ) 1 k × q ( w ) ∂ ∂ θ u θ ( w , c ) = − 1 u θ ( w , c ) + k × q ( w ) ∂ ∂ θ u θ ( w , c ) = − u θ ( w , c ) u θ ( w , c ) + k × q ( w ) 1 u θ ( w , c ) ∂ ∂ θ u θ ( w , c ) = − u θ ( w , c ) u θ ( w , c ) + k × q ( w ) ∂ ∂ θ l o g u θ ( w , c ) (21) \begin{aligned} \frac{\partial}{\partial \theta} log{\frac{k \times q(w)}{u_{\theta}(w, c)+k \times q(w)}} &=-\frac{\partial}{\partial \theta}log{(1+\frac{u_{\theta}(w,c)}{k \times q(w)})} \\ &=-\frac{1}{1+\frac{u_{\theta}(w,c)}{k \times q(w)}}\frac{\partial}{\partial \theta}\frac{u_{\theta}(w,c)}{k \times q(w)} \\ &=-\frac{1}{1+\frac{u_{\theta}(w,c)}{k \times q(w)}} \frac{1}{k \times q(w)} \frac{\partial}{\partial \theta}u_{\theta}(w,c) \\ &=-\frac{1}{u_{\theta}(w,c) + k \times q(w)} \frac{\partial}{\partial \theta}u_{\theta}(w,c) \\ &=-\frac{u_{\theta}(w,c)}{u_{\theta}(w,c) + k \times q(w)} \frac{1}{u_{\theta}(w,c)} \frac{\partial}{\partial \theta}u_{\theta}(w,c) \\ &=-\frac{u_{\theta}(w,c)}{u_{\theta}(w,c) + k \times q(w)} \frac{\partial}{\partial \theta}log{u_{\theta}(w,c)} \\ \end{aligned} \tag {21} ∂θ∂​loguθ​(w,c)+k×q(w)k×q(w)​​=−∂θ∂​log(1+k×q(w)uθ​(w,c)​)=−1+k×q(w)uθ​(w,c)​1​∂θ∂​k×q(w)uθ​(w,c)​=−1+k×q(w)uθ​(w,c)​1​k×q(w)1​∂θ∂​uθ​(w,c)=−uθ​(w,c)+k×q(w)1​∂θ∂​uθ​(w,c)=−uθ​(w,c)+k×q(w)uθ​(w,c)​uθ​(w,c)1​∂θ∂​uθ​(w,c)=−uθ​(w,c)+k×q(w)uθ​(w,c)​∂θ∂​loguθ​(w,c)​(21)
将结果再带回 ( 19 ) (19) (19) 式中，并根据前面 Z ( c ) = 1 Z(c)=1 Z(c)=1 的设定，也就是 p θ ( w , c ) = u θ ( w , c ) p_{\theta}(w,c)=u_{\theta}(w,c) pθ​(w,c)=uθ​(w,c)：
∂ ∂ θ J N C E c ( θ ) = ∑ w p ~ ( w ∣ c ) ∂ ∂ θ log ⁡ u θ ( w , c ) u θ ( w , c ) + k × q ( w ) + k ∑ w q ( w ) ∂ ∂ θ log ⁡ k × q ( w ) u θ ( w , c ) + k × q ( w ) = ∑ w p ~ ( w ∣ c ) k × q ( w ) u θ ( w , c ) + k × q ( w ) ∂ ∂ θ log ⁡ u θ ( w , c ) − k ∑ w q ( w ) u θ ( w , c ) u θ ( w , c ) + k × q ( w ) ∂ ∂ θ log ⁡ u θ ( w , c ) = ∑ w p ~ ( w ∣ c ) k × q ( w ) u θ ( w , c ) + k × q ( w ) ∂ ∂ θ log ⁡ u θ ( w , c ) − ∑ w u θ ( w , c ) k × q ( w ) u θ ( w , c ) + k × q ( w ) ∂ ∂ θ log ⁡ u θ ( w , c ) = ∑ w [ k × q ( w ) u θ ( w , c ) + k × q ( w ) ( p ~ ( w ∣ c ) − u θ ( w , c ) ) ∂ ∂ θ l o g u θ ( w , c ) ] (22) \begin{aligned} \frac{\partial}{\partial \theta} J^c_{NCE}(\theta) &=\sum_{w} \tilde{p}(w|c)\frac{\partial}{\partial \theta} \log{\frac{u_{\theta}(w, c)}{u_{\theta}(w, c)+k \times q(w)}} + k\sum_{w}q(w) \frac{\partial}{\partial \theta} \log{\frac{k \times q(w)}{u_{\theta}(w, c)+k \times q(w)}} \\ &=\sum_{w} \tilde{p}(w|c) \frac{k \times q(w)}{u_{\theta}(w, c)+k \times q(w)} \frac{\partial}{\partial \theta} \log{u_{\theta}(w,c)} - k\sum_{w}q(w) \frac{u_{\theta}(w,c)}{u_{\theta}(w,c) + k \times q(w)} \frac{\partial}{\partial \theta}\log{u_{\theta}(w,c)} \\ &=\sum_{w} \tilde{p}(w|c) \frac{k \times q(w)}{u_{\theta}(w, c)+k \times q(w)} \frac{\partial}{\partial \theta} \log{u_{\theta}(w,c)} - \sum_{w} u_{\theta}(w,c) \frac{k \times q(w)}{u_{\theta}(w,c) + k \times q(w)} \frac{\partial}{\partial \theta}\log{u_{\theta}(w,c)} \\ &=\sum_w{\left[\frac{k \times q(w)}{u_{\theta}(w, c)+k \times q(w)} \left(\tilde{p}(w|c)- u_{\theta}(w,c)\right)\frac{\partial}{\partial \theta}log u_{\theta}(w,c)\right]} \end{aligned} \tag {22} ∂θ∂​JNCEc​(θ)​=w∑​p~​(w∣c)∂θ∂​loguθ​(w,c)+k×q(w)uθ​(w,c)​+kw∑​q(w)∂θ∂​loguθ​(w,c)+k×q(w)k×q(w)​=w∑​p~​(w∣c)uθ​(w,c)+k×q(w)k×q(w)​∂θ∂​loguθ​(w,c)−kw∑​q(w)uθ​(w,c)+k×q(w)uθ​(w,c)​∂θ∂​loguθ​(w,c)=w∑​p~​(w∣c)uθ​(w,c)+k×q(w)k×q(w)​∂θ∂​loguθ​(w,c)−w∑​uθ​(w,c)uθ​(w,c)+k×q(w)k×q(w)​∂θ∂​loguθ​(w,c)=w∑​[uθ​(w,c)+k×q(w)k×q(w)​(p~​(w∣c)−uθ​(w,c))∂θ∂​loguθ​(w,c)]​(22)
上一节中我们设定了 Z ( c ) = 1 Z(c)=1 Z(c)=1，也就是 p θ ( w ∣ c ) = u θ ( w , c ) p_{\theta}(w|c)=u_{\theta}(w,c) pθ​(w∣c)=uθ​(w,c)，因此：
∂ ∂ θ J N C E c ( θ ) = ∑ w [ k × q ( w ) p θ ( w ∣ c ) + k × q ( w ) ( p ~ ( w ∣ c ) − p θ ( w ∣ c ) ) ∂ ∂ θ l o g u θ ( w , c ) ] (23) \begin{aligned} \frac{\partial}{\partial \theta} J^c_{NCE}(\theta) &=\sum_w{\left[\frac{k \times q(w)}{p_{\theta}(w|c)+k \times q(w)} \left(\tilde{p}(w|c)- p_{\theta}(w|c)\right)\frac{\partial}{\partial \theta}log u_{\theta}(w,c)\right]} \end{aligned} \tag {23} ∂θ∂​JNCEc​(θ)​=w∑​[pθ​(w∣c)+k×q(w)k×q(w)​(p~​(w∣c)−pθ​(w∣c))∂θ∂​loguθ​(w,c)]​(23)
这里的参数 k k k 依然指的是负样本与正样本数量的比例，如果我们令 k → ∞ k\to\infty k→∞ 的话，那么：
lim ⁡ k → ∞ ∂ ∂ θ J N C E c ( θ ) = lim ⁡ k → ∞ ∑ w [ q ( w ) p θ ( w ∣ c ) k + q ( w ) ( p ~ ( w ∣ c ) − p θ ( w ∣ c ) ) ∂ ∂ θ l o g u θ ( w , c ) ] = ∑ w [ ( p ~ ( w ∣ c ) − p θ ( w ∣ c ) ) ∂ ∂ θ l o g u θ ( w , c ) ] (24) \begin{aligned} \lim_{k \to \infty} \frac{\partial}{\partial \theta} J^c_{NCE}(\theta) &=\lim_{k \to \infty} \sum_w{\left[\frac{q(w)}{ \frac{p_{\theta}(w|c)}{k}+q(w)} \left(\tilde{p}(w|c)- p_{\theta}(w|c)\right)\frac{\partial}{\partial \theta}log u_{\theta}(w,c)\right]} \\ &= \sum_w{\left[\left(\tilde{p}(w|c)- p_{\theta}(w|c)\right)\frac{\partial}{\partial \theta}log u_{\theta}(w,c)\right]} \end{aligned} \tag {24} k→∞lim​∂θ∂​JNCEc​(θ)​=k→∞lim​w∑​[kpθ​(w∣c)​+q(w)q(w)​(p~​(w∣c)−pθ​(w∣c))∂θ∂​loguθ​(w,c)]=w∑​[(p~​(w∣c)−pθ​(w∣c))∂θ∂​loguθ​(w,c)]​(24)
可以看到，当 k k k 趋于无穷时， ( 24 ) (24) (24) 式中 NCE 目标函数的梯度和 ( 9 ) (9) (9) 式中 MLE 对数似然函数梯度是等价的，也就是说我们通过 NCE 转换后的优化目标，本质上就是对极大似然估计方法的一种近似，并且随着负样本和正样本数量比 k k k 的增大，这种近似越精确，这也解释了为什么作者建议我们将 k k k 设置的越大越好。

4 从 NCE 到 InfoNCE

到目前为止，应该对 NCE 的来龙去脉比较清楚了（至少我比较清楚了，公式太多不知道多少人有耐心看到这里了…）。

InfoNCE 是在 Representation Learning with Contrastive Predictive Coding 这篇论文中提出的，这里不会具体介绍 CPC ，而是着重说明如何借鉴 NCE 的思想提出 InfoNCE 并用于 CPC 中的，如果还不太了解的可以看我的这篇文章 对 CPC (对比预测编码) 的理解。

简单来说，CPC(对比预测编码) 就是一种通过无监督任务来学习(编码)高维数据在的特征表示(representation)，而通常采取的无监督策略就是根据上下文预测未来或者缺失的信息，NLP 中已经利用这种思想来学习 word 的 representation [ 1 ] ^{[1]} [1]。而作者认为，要构建这样的预测任务，一个方法是直接建模条件生成模型 p ( x t + k ∣ c t ) p(x_{t+k}|c_t) p(xt+k​∣ct​) 根据当前上下文 c t c_t ct​预测 k k k 个时刻后的数据 x t + k x_{t+k} xt+k​（假设是像文本/语音中那样的序列数据）；但作者觉得这样的方法过于针对细节进行重建，并不是很好，于是引入了互信息的思想，认为我们可以通过最大化当前上下文 c t c_t ct​ 和要未来的数据 x t + k x_{t+k} xt+k​ 之间的互信息来构建预测任务，互信息的表示如下：
I ( x t + k ; c t ) = ∑ x , c p ( x t + k , c t ) log ⁡ p ( x t + k ∣ c t ) p ( x t + k ) (25) \begin{aligned} I(x_{t+k} ; c_t)=\sum_{x, c} p(x_{t+k}, c_t) \log \frac{p(x_{t+k} \mid c_t)}{p(x_{t+k})} \end{aligned} \tag {25} I(xt+k​;ct​)=x,c∑​p(xt+k​,ct​)logp(xt+k​)p(xt+k​∣ct​)​​(25)
我们没办法知道 x t + k x_{t+k} xt+k​ 和 c t c_t ct​ 之间的联合分布 p ( x t + k , c t ) p(x_{t+k},c_t) p(xt+k​,ct​) ，因此要最大化 I ( x t + k ; c t ) I(x_{t+k} ; c_t) I(xt+k​;ct​)，就需要从 p ( x t + k ∣ c t ) p ( x t + k ) \frac{p(x_{t+k} \mid c_t)}{p(x_{t+k})} p(xt+k​)p(xt+k​∣ct​)​ 入手，即最大化 p ( x t + k ∣ c t ) p ( x t + k ) \frac{p(x_{t+k} \mid c_t)}{p(x_{t+k})} p(xt+k​)p(xt+k​∣ct​)​ 。

那么如何训练 p ( x t + k ∣ c t ) p ( x t + k ) \frac{p(x_{t+k} \mid c_t)}{p(x_{t+k})} p(xt+k​)p(xt+k​∣ct​)​ 呢？我们可以把这个比例定义为密度比，那么根据附录 3 中的思想，分子 p ( x t + k ∣ c t ) p(x_{t+k}|c_t) p(xt+k​∣ct​) 就相当于 p d p_d pd​，是我们想得到的目标函数；分母 p ( x t + k ) p(x_{t+k}) p(xt+k​) 就相当于 p n p_n pn​ ，是用来进行对比的参考分布(噪声)。

因此，我们就可以根据 NCE 中提供的思路，将问题转换为一个二分类的问题，更具体来解释：

• 从条件 p ( x t + k ∣ c t ) p(x_{t+k} \mid c_t) p(xt+k​∣ct​) 中取出数据称为“正样本”，它是根据上下文 c t c_t ct​ 所做出的预测数据，将它和这个上下文一起组成“正样本对”，类别标签设为 1。
• 将从 p ( x t + k ) p(x_{t+k}) p(xt+k​) 中取出的样本称为“负样本”，它是与当前上下文 c t c_t ct​ 没有必然关系的随机数据，将它和这个上下文 c t c_t ct​ 一起组成“负样本对”，类别标签设为 0。
• 正样本也就是与 c t c_t ct​ 间隔固定步长 k k k 的数据，根据 NCE 中说明的设定，正样本选取 1 个；因为在 NCE 中证明了噪声分布与数据分布越接近越好，所以负样本就直接在当前序列中随机选取（只要不是那一个正样本就行），负样本数量越多越好。

所以要做的就是训练一个 logistics 分类模型，来区分这两个正负样本对。问题转换后，训练的模型能够“成功分辨出每个正负样本的能力”就等价于“根据 c t c_t ct​ 预测 x t + k x_{t+k} xt+k​ 的能力”。

根据 NCE 中的设置，现在假设给出一组大小为 N N N 的 X = { x 1 , … , x N } X=\{x_1,\dots,x_N\} X={x1​,…,xN​}，其中包含 1 1 1 个从 p ( x t + k ∣ c t ) p(x_{t+k}|c_t) p(xt+k​∣ct​) 中取样正样本和 N − 1 N-1 N−1 从一个指定分布(用于对比的噪声分布) p ( x t + k ) p(x_{t+k}) p(xt+k​)，假设第 x i x_i xi​ 是正样本，且 i = t + k i=t+k i=t+k，上下文 c t c_t ct​ 表示 t t t 之前的数据，那么能够正确的同时找到那一个正样本 x t + k x_{t+k} xt+k​ 和 N − 1 N-1 N−1 个负样本的情况可以写成如下形式：
p ( d = i ∣ X , c t ) = p ( x t + k ∣ c t ) = p ( x t + k ∣ c t ) ∏ l ≠ t + k p ( x l ) ∑ j = 1 N p ( x j ∣ c t ) ∏ l ≠ j p ( x l ) = p ( x t + k ∣ c t ) p ( x t + k ) ∑ j = 1 N p ( x j ∣ c t ) p ( x j ) (26) \begin{aligned} p\left(d=i \mid X, c_{t}\right)&=p(x_{t+k}|c_t)\\ &=\frac{p\left(x_{t+k} \mid c_{t}\right) \prod_{l \neq t+k} p\left(x_{l}\right)}{\sum_{j=1}^{N} p\left(x_{j} \mid c_{t}\right) \prod_{l \neq j} p\left(x_{l}\right)} \\ &=\frac{\frac{p\left(x_{t+k} \mid c_{t}\right)}{p\left(x_{t+k}\right)}}{\sum_{j=1}^{N} \frac{p\left(x_{j} \mid c_{t}\right)}{p\left(x_{j}\right)}} \end{aligned} \tag {26} p(d=i∣X,ct​)​=p(xt+k​∣ct​)=∑j=1N​p(xj​∣ct​)∏l​=j​p(xl​)p(xt+k​∣ct​)∏l​=t+k​p(xl​)​=∑j=1N​p(xj​)p(xj​∣ct​)​p(xt+k​)p(xt+k​∣ct​)​​​(26)
我们最大化上面这个式子，即最大化模型“成功分辨出每个正负样本的能力”，也就是最大化我们定义的密度比，也就是最大化 c t c_t ct​ 与 x t + k x_{t+k} xt+k​ 的互信息。

参考 ( 5 ) (5) (5) 式，可以写成根据 c t c_t ct​ 预测 x t + k x_{t+k} xt+k​的形式：
p ( x t + k ∣ c t ) = e x p ( s θ ( x t + k , c t ) ) ∑ x j ∈ X e x p ( s θ ( x j , c t ) ) (27) \begin{aligned} p(x_{t+k}|c_t)&= \frac{exp(s_{\theta}(x_{t+k},c_t))}{\sum_{x_j \in X}exp(s_{\theta}(x_{j},c_t))} \\ \end{aligned} \tag {27} p(xt+k​∣ct​)​=∑xj​∈X​exp(sθ​(xj​,ct​))exp(sθ​(xt+k​,ct​))​​(27)
在上式中，我们知道 s θ ( x , c ) s_{\theta}(x,c) sθ​(x,c) 是一个 socring function ，输出的分数用来量化 x x x 在上下文 c c c 中匹配性，而放在这里 s θ ( x t + k , c t ) s_{\theta}(x_{t+k},c_t) sθ​(xt+k​,ct​) 也就指的是量化对 x t + k x_{t+k} xt+k​ 预测的结果和真实结果的相似程度，文章中用余弦相似度来量化，并且将 e x p ( s θ ( x t + k , c t ) ) exp(s_{\theta}(x_{t+k},c_t)) exp(sθ​(xt+k​,ct​)) 定义为 f k ( x t + k , c t ) f_k(x_{t+k},c_t) fk​(xt+k​,ct​)，也就是：
p ( x t + k ∣ c t ) = f k ( x t + k , c t ) ∑ x j ∈ X f k ( x j , c t ) (28) \begin{aligned} p(x_{t+k}|c_t)&= \frac{f_k(x_{t+k},c_t)}{\sum_{x_j \in X}f_k(x_{j},c_t)} \\ \end{aligned} \tag {28} p(xt+k​∣ct​)​=∑xj​∈X​fk​(xj​,ct​)fk​(xt+k​,ct​)​​(28)
现在对比 ( 26 ) ( 28 ) (26)(28) (26)(28)两个式子，这两个式子的目标是一致的，也就意味着 f k ( x t + k , c t ) f_k(x_{t+k},c_t) fk​(xt+k​,ct​) 实际上就可以作为密度比 p ( x t + k ∣ c t ) p ( x t + k ) \frac{p(x_{t+k} \mid c_t)}{p(x_{t+k})} p(xt+k​)p(xt+k​∣ct​)​ 的一种表示形式，它们之间虽不直接等价，但是含义上是正相关的，即：
f k ( x t + k , c t ) ∝ p ( x t + k ∣ c t ) p ( x t + k ) (28) \begin{aligned} f_k(x_{t+k},c_t)\propto\frac{p(x_{t+k}|c_t)}{p(x_{t+k})} \end{aligned} \tag {28} fk​(xt+k​,ct​)∝p(xt+k​)p(xt+k​∣ct​)​​(28)
现在我们的优化目标就是使 ( 26 ) (26) (26) 或 ( 28 ) (28) (28) 式的结果最大，所以可以写出对应形式的交叉熵损失函数如下：
L N = − ∑ X [ p ( x , c ) log ⁡ f k ( x t + k , c t ) ∑ x j ∈ X f k ( x j , c t ) ] = − E X [ log ⁡ f k ( x t + k , c t ) ∑ x j ∈ X f k ( x j , c t ) ] (29) \begin{aligned} \mathcal{L}_{N}&=-\sum_{X}\left[p(x,c)\log \frac{f_{k}\left(x_{t+k}, c_{t}\right)}{\sum_{x_{j} \in X} f_{k}\left(x_{j}, c_{t}\right)}\right] \\ &=-\mathbb{E}_X\left[\log \frac{f_{k}\left(x_{t+k}, c_{t}\right)}{\sum_{x_{j} \in X} f_{k}\left(x_{j}, c_{t}\right)}\right] \\ \end{aligned} \tag {29} LN​​=−X∑​[p(x,c)log∑xj​∈X​fk​(xj​,ct​)fk​(xt+k​,ct​)​]=−EX​[log∑xj​∈X​fk​(xj​,ct​)fk​(xt+k​,ct​)​]​(29)
上式就是最终得到的 InfoNCE 损失函数了，并且最小化 InfoNCE，也就等价于最大化 x t + k x_{t+k} xt+k​ 和 c t c_t ct​ 之间互信息的下限，从而做到了我们所要求的最大化 I ( x t + k ; c t ) I\left(x_{t+k};c_{t}\right) I(xt+k​;ct​)，证明如下，
L N o p t = − E X log ⁡ [ p ( x t + k ∣ c t ) p ( x t + k ) p ( x t + k ∣ c t ) p ( x t + k ) + ∑ x j ∈ X n e g p ( x j ∣ c t ) p ( x j ) ] = E X log ⁡ [ 1 + p ( x t + k ) p ( x t + k ∣ c t ) ∑ x j ∈ X n e g p ( x j ∣ c t ) p ( x j ) ] ≈ E X log ⁡ [ 1 + p ( x t + k ) p ( x t + k ∣ c t ) ( N − 1 ) E x j p ( x j ∣ c t ) p ( x j ) ] = E X log ⁡ [ 1 + p ( x t + k ) p ( x t + k ∣ c t ) ( N − 1 ) ] ≥ E X log ⁡ [ p ( x t + k ) p ( x t + k ∣ c t ) N ] = − I ( x t + k , c t ) + log ⁡ ( N ) (30) \begin{aligned} \mathcal{L}_{\mathrm{N}}^{\mathrm{opt}} &=-\underset{X}{\mathbb{E}} \log \left[\frac{\frac{p\left(x_{t+k} \mid c_{t}\right)}{p\left(x_{t+k}\right)}}{\frac{p\left(x_{t+k} \mid c_{t}\right)}{p\left(x_{t+k}\right)}+\sum_{x_{j} \in X_{\mathrm{neg}}} \frac{p\left(x_{j} \mid c_{t}\right)}{p\left(x_{j}\right)}}\right] \\ &=\underset{X}{\mathbb{E}} \log \left[1+\frac{p\left(x_{t+k}\right)}{p\left(x_{t+k} \mid c_{t}\right)} \sum_{x_{j} \in X_{\mathrm{neg}}} \frac{p\left(x_{j} \mid c_{t}\right)}{p\left(x_{j}\right)}\right] \\ & \approx \underset{X}{\mathbb{E}} \log \left[1+\frac{p\left(x_{t+k}\right)}{p\left(x_{t+k} \mid c_{t}\right)}(N-1) \underset{x_{j}}{\mathbb{E}} \frac{p\left(x_{j} \mid c_{t}\right)}{p\left(x_{j}\right)}\right] \\ &=\underset{X}{\mathbb{E}} \log \left[1+\frac{p\left(x_{t+k}\right)}{p\left(x_{t+k} \mid c_{t}\right)}(N-1)\right] \\ & \geq \underset{X}{\mathbb{E}} \log \left[\frac{p\left(x_{t+k}\right)}{p\left(x_{t+k} \mid c_{t}\right)} N\right] \\ &=-I\left(x_{t+k}, c_{t}\right)+\log (N) \end{aligned} \tag {30} LNopt​​=−XE​log⎣⎡​p(xt+k​)p(xt+k​∣ct​)​+∑xj​∈Xneg​​p(xj​)p(xj​∣ct​)​p(xt+k​)p(xt+k​∣ct​)​​⎦⎤​=XE​log⎣⎡​1+p(xt+k​∣ct​)p(xt+k​)​xj​∈Xneg​∑​p(xj​)p(xj​∣ct​)​⎦⎤​≈XE​log[1+p(xt+k​∣ct​)p(xt+k​)​(N−1)xj​E​p(xj​)p(xj​∣ct​)​]=XE​log[1+p(xt+k​∣ct​)p(xt+k​)​(N−1)]≥XE​log[p(xt+k​∣ct​)p(xt+k​)​N]=−I(xt+k​,ct​)+log(N)​(30)
到底为止，如何从由 NCE 结合互信息的思想构建 ( 29 ) (29) (29) 式中的 InfoNCE 也清楚了，现在 InfoNCE 主要用在自监督学习中作为一个对比损失函数，实际上 InfoNCE 的这个思想也是可以作为互信息的一个估计器，在论文中也有证明它和另一个互信息估计器 MINE 之间的关系，这里就不再详细说明了。

在使用 InfoNCE 时把它当作一个对比损失，那么分子上的 ( x t + k , c t ) (x_{t+k},c_t) (xt+k​,ct​) 表示正样本对，分母上的 ( x j , c t ) (x_j,c_t) (xj​,ct​) 表示负样本对，我们只要构建好正负样本对，然后利用 InfoNCE 的优化过程，就可以做到使正样本对之间的互信息最大，使负样本对之间的互信息最小这件事情了：
L N I n f o N C E = − E X [ log ⁡ f k ( x t + k , c t ) ∑ x j ∈ X f k ( x j , c t ) ] (31) \begin{aligned} \mathcal{L}_{N}^{InfoNCE} &=-\mathbb{E}_X\left[\log \frac{f_{k}\left(x_{t+k}, c_{t}\right)}{\sum_{x_{j} \in X} f_{k}\left(x_{j}, c_{t}\right)}\right] \\ \end{aligned} \tag {31} LNInfoNCE​​=−EX​[log∑xj​∈X​fk​(xj​,ct​)fk​(xt+k​,ct​)​]​(31)

后记

最初目的只是因为看到很多地方直接使用了 InfoNCE（实际上就是 CPC），但没有说明详细的原理，网上除了磊爷的文章[6]之外，很多都是浮于表面的解释，远不能解答我的疑惑 ，所以作为一个刚入门的小白，我还是想亲自推导一下 InfoNCE 的以及它的来源 NCE 的原理，没想到这个坑越挖越深，最后花的时间远远超出我的预期，导致一堆其他事情没有做…好在最终还是按照我的理解基本弄清楚了（如果有哪里理解错的地方，请告诉我），也不知道这样做有没有意义。虽然不知道多少人有耐心看到这里，但看在我码了这么多字和公式的分上，都看到这了，点个赞不过分吧~~

附录 1

实际上 NCE 要解决的是归一化参数密度估计问题。

假设现在有一组观测样本 X = { x 1 , x 2 , … , x n } X=\{x_1,x_2,\dots,x_n\} X={x1​,x2​,…,xn​}，它遵循一个未知的参数化概率密度函数 p d ( . ; θ ) p_d(.;\theta) pd​(.;θ) ，参数密度估计问题就是根据观测样本 X X X 找到一组最优参数 θ \theta θ，通常使用极大似然估计的方法。对于这个密度函数 p m ( . ; θ ) p_m(.;\theta) pm​(.;θ) 的估计还需要满足下面两个约束条件：

• ∫ p ( x ; θ ) d x = 1 \int p(x;\theta)dx=1 ∫p(x;θ)dx=1
• p m ( . ; θ ) ≥ 0 p_m(.;\theta) ≥ 0 pm​(.;θ)≥0

如果同时满足上面两个约束条件，那么称建模的密度函数是归一化的；如果只满足正约束条件，那么称其未归一化。

在语言模型中说的 Z ( c ) Z(c) Z(c) 在 NCE 实际上就是指，指的是 partition function，这里用 Z ( θ ) Z(\theta) Z(θ)表示，假设 p m 0 ( . ; θ ) p_m^0(.;\theta) pm0​(.;θ) 为估计的未归一化模型，则 Z ( θ ) = ∫ p m 0 ( x ; θ ) d x Z(\theta)=\int p_m^0(x;\theta)dx Z(θ)=∫pm0​(x;θ)dx，而将模型归一化的方式就是： p m 0 ( . ; θ ) Z ( θ ) \frac{p_m^0(.;\theta)}{Z(\theta)} Z(θ)pm0​(.;θ)​。而对于 Z ( θ ) Z(\theta) Z(θ) ，除非 p m 0 ( . ; θ ) p_m^0(.;\theta) pm0​(.;θ) 的形式特别简单，否则是没办法写出积分的解析解形式的，只能通过数值积分的方法来近似。这种数值积分对于低维问题是有较高的精度的，但是对于实际应用中的很多高维问题，在计算上就是非常昂贵甚至不可接受的。

附录 2

附录1中提到可以通过 p m 0 ( . ; θ ) Z ( θ ) \frac{p_m^0(.;\theta)}{Z(\theta)} Z(θ)pm0​(.;θ)​ 来对 p m 0 ( . ; θ ) p_m^0(.;\theta) pm0​(.;θ) 进行归一化，实际上可以看作对 p m 0 ( . ; θ ) p_m^0(.;\theta) pm0​(.;θ) 进行了一定的缩放，假设归一化后的密度函数为 p m ( . ; θ ) p_m(.;\theta) pm​(.;θ)，则：
log ⁡ p m ( . ; θ ) = log ⁡ p m 0 ( . ; θ ) Z ( θ ) = log ⁡ p m 0 ( . ; θ ) − log ⁡ Z ( c ) \begin{aligned} \log p_m(.;\theta) &= \log \frac{p_m^0(.;\theta)}{Z(\theta)}\\ &=\log p_m^0(.;\theta)-\log Z(c) \end{aligned} logpm​(.;θ)​=logZ(θ)pm0​(.;θ)​=logpm0​(.;θ)−logZ(c)​
因此我们可以把 log ⁡ Z ( c ) \log Z(c) logZ(c) 当成一个参数 c c c，也就是：
log ⁡ p m ( . ; θ ) = log ⁡ p m 0 ( . ; θ ) − c \begin{aligned} \log p_m(.;\theta) &=\log p_m^0(.;\theta)-c \end{aligned} logpm​(.;θ)​=logpm0​(.;θ)−c​
也就是学习一个参数 c c c，来对未归一化的 p m 0 ( . ; θ ) p_m^0(.;\theta) pm0​(.;θ) 进行大小为 c c c 的缩放，最终达到归一化的效果。

附录 3

按照 Noise-Contrastive Estimation of Unnormalized Statistical Models, with Applications to Natural Image Statistics [Gutmann and Hyvrinen(2012)] 中的解释，估计数据的密度函数 p ( x ) p(x) p(x) 实际上是确定观测数据 X X X 的属性，而这种属性一般需要相对于另一些参考数据(噪声) Y Y Y 的属性来体现(描述)出来的。如果我们参考(噪声)数据 Y Y Y 是从概率密度函数为 p n p_n pn​ 的分布中独立同分布采样出来的 ， X X X 相对于 Y Y Y 的属性用它们的密度比 p d / p n p_d/p_n pd​/pn​ 来描述。那么如果相对数据 Y Y Y 的分布 p n p_n pn​ 已知，也就能通过 p d / p n p_d/p_n pd​/pn​ 来获得 X X X 的密度函数 p d p_d pd​。话句话说，如果我们知道 Y Y Y 的属性，也知道了 X X X 和 Y Y Y 之间的差异，那么我们也就知道了 X X X 的属性。

所以 NCE 中通过训练一个二分类器来对 X X X 和 Y Y Y 中的数据进行比较，为了区分出这两个数据，分类器就会比较它们属性的不同，换句话说，这个二分类也就学到了 X X X 和 Y Y Y 之间的差异，而这个差异根据 ( 14 ) ( 15 ) (14)(15) (14)(15) 式的推导，也确实符合 p d / p n p_d/p_n pd​/pn​ 的形式的，实际上也就是训练了 logistic 分类器。

参考文献

[1] Tomas Mikolov, Kai Chen, Greg Corrado, and Jeffrey Dean. Efficient estimation of word representations in vector space. arXiv preprint arXiv:1301.3781, 2013.

[2] Michael Gutmann and Aapo Hyvärinen. 2010. Noise-contrastive estimation: A new estimation principle for unnormalized statistical models. In Proc. AISTATS.

[3] Gutmann, M.U. and Hyv¨ arinen, A. Noise-contrastive estimation of unnormalized statistical models, with applications to natural image statistics. Journal of Machine Learning Research, 13:307–361, 2012.

[4] Andriy Mnih and Y ee Whye Teh. 2012. A fast and simple algorithm for training neural probabilistic language models. In Proc. ICML.

[5] Aaron van den Oord, Yazhe Li, and Oriol Vinyals. Representation learning with contrastive predictive coding. arXiv preprint arXiv:1807.03748, 2018.

[6] Leo Mao. 2019. “Noise-Contrastive-Estimation”. [online]. https://leimao.github.io/article/Noise-Contrastive-Estimation/

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[7] Dyer, C. (2014). Notes on Noise Contrastive Estimation and Negative Sampling. arXiv:1410.8251 [cs]. http://arxiv.org/abs/1410.8251. Accessed 8 December 2020

标签：Noise,frac,log,Contrastive,InfoNCE,times,theta,partial,left
来源： https://blog.csdn.net/qq_42181428/article/details/110913014