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定理Theorem

PAC-Bayes-kl 界

施工中 · 内容逐步修订

PAC-Bayes kl bound · Seeger bound · PAC-Bayes-kl bound

以 Bernoulli 相对熵直接约束 Gibbs 分类器的经验风险和总体风险,保留接近零风险时的非对称几何。

形式陈述 ​

两个 KL 必须分开 ​

PAC-Bayes 泛化界同时出现两种相对熵。第一种

KL(Q‖P)

比较假设空间上的后验 Q 与数据无关先验 P,衡量学习后重新分配了多少描述质量。第二种是两个 Bernoulli 参数间的二元相对熵

kl(q‖p)=qlog⁡qp+(1−q)log⁡1−q1−p.

它比较经验风险 q 与总体风险 p。本页对数均取自然对数,边界采用相对熵的连续延拓约定。两者共享 KL 几何,却位于不同空间,不能合并成一项或交换方向。

定理 ​

沿用PAC-Bayes 框架的可测假设空间与联合可测有界损失,设样本 S∼Dm,m≥1,0<δ<1。对任意不依赖 S 的先验分布 P,以至少 1−δ 的概率,下面的不等式同时对所有后验 Q 成立:

kl(R^S(Q)‖RD(Q))≤KL(Q‖P)+log⁡2mδm,

其中

R^S(Q)=Eh∼QR^S(h),RD(Q)=Eh∼QRD(h).

常数项有多种严谨版本,例如 log⁡((m+1)/δ) 或更精细的矩界;选用哪一版必须与证明中的 Bernoulli 指数矩估计一致。稳定内容是二元 kl 左侧和 m−1(KL(Q‖P)+log⁡(1/δ)) 右侧。

如何读成风险上界 ​

记右侧为 c。定理并未直接写出 RD(Q),而是把它限制在集合

{p∈[0,1]:kl(R^S(Q)‖p)≤c}

中。定义上侧反演

kl+−1(q,c)=sup{p∈[q,1]:kl(q‖p)≤c},

即可得到

RD(Q)≤kl+−1(R^S(Q),c).

当 0<q<1、0<c<∞ 时,先取 b<1 使 kl(q‖b)>c;这样的 b 存在,因为 p↑1 时该 KL 趋于无穷。在闭区间 [q,b] 上对连续函数 kl(q‖p)−c 使用二分法,便得到有括区间的数值证书。c=0 时上界为 q,q=1 或 c=+∞ 时上界为 1。

当 R^S(Q)=0 时,

kl(0‖p)=−log⁡(1−p),

所以 p≤1−e−c≈c。这给出接近 1/m 的可实现型行为。若先用 Pinsker 不等式把 kl 粗化为 2(p−q)2,只能得到 c 级偏差,正好丢掉低经验风险附近的非对称优势。

证明骨架 ​

对固定 h,令 p=RD(h)。当损失只取 0,1 且 0<p<1 时,错误数 K∼Bin(m,p),用二项概率公式消去 p 后得到

ESemkl(K/m‖p)=∑k=0m(mk)(km)k(1−km)m−k=:Cm∗≤2m,

其中端点采用 00=1。Maurer 的矩估计给出 m≥8 的上界,1≤m≤7 可直接核对上述有限和。对一般 [0,1] 损失,指数二元 KL 是样本损失向量的凸函数;逐坐标用连接 0,1 的弦作上界,再利用 IID 性,便把期望控制为同均值 Bernoulli 情形。若 p=0 或 1,有界损失本身几乎必然恒定,指数矩为 1。

把 FS(h)=mkl(R^S(h)‖RD(h)) 和 Cm=2m 代入指数矩—换测度模板,得到同时覆盖所有后验的 EQFS 上界。最后对二元 KL 的联合凸性应用Jensen 不等式:

mkl(EQR^S(h)‖EQRD(h))≤EQFS(h).

边界取扩展实值凸函数的约定;有限 KL 后验在共同事件上有有限右侧。两步结合即得定理,也说明为什么样本中的 Q 可以在看到数据之后选择。

直觉

右侧的 posterior–prior KL 衡量学习器从先验编码中走了多远,左侧的 Bernoulli kl 则保留经验风险与总体风险之间的不对称几何。尤其当经验风险接近零时,二元 kl 允许总体风险按 1/m 级收缩,而平方根型对称松弛会把这一优势抹掉。

先验并非“相信某个模型正确”的口号,而是数据出现前分配给各假设的描述质量。后验可以依数据选择,因为定理在一个共同高概率事件上同时覆盖所有 Q;先验若也用同一数据调整,就会破坏这条统一 change-of-measure 账目。

例子与边界

一个有限类特例 ​

若 H 非空且有限、P 为均匀先验,而 Q=δh 集中在单个数据选择的分类器上,则

KL(Q‖P)=log⁡|H|.

PAC-Bayes-kl 界便成为有限类 Occam 界的精细风险版本。若先验对某些简洁假设给更大质量,复杂度会变成 log⁡(1/P(h));这是可审计的编码偏好,不是看到数据后把先验移到最终答案附近。

边界 ​

该风险是每次预测先从 Q 抽取 h 的 Gibbs 风险,不自动等于多数投票或后验均值分类器的风险。把 Gibbs 界转成确定性聚合器的保证需要额外关系。先验若使用同一训练数据构造,也会破坏定理;数据依赖先验必须通过样本切分、超先验或专门界处理。

损失超过 [0,1] 时,二元 kl 形式不再直接适用。可先有原则地缩放有界损失,或采用适合次高斯、重尾损失的 PAC-Bayes 变体,不能把数值截进 [0,1] 后仍声称控制原风险。

推论与应用

把有限类例子继续算到底。取 |H|=100、m=1000、δ=0.05,均匀先验与点质量后验给出

c=log⁡100+log⁡(21000/0.05)1000≈0.01174793.

若所选分类器的经验错误率为 q=0.1,就在 [0.1,1) 上求解 kl(0.1‖p)=c。此区间内 kl 随 p 递增:二分时,若中点的 kl 大于 c,便将右端移到中点,否则移动左端。有限步停止时,应取括区间右端作为保守的风险上界,而不把中点误当成单侧证书。反演所得上界约为 0.15214,因此可报告“以至少 95% 的置信度,总体错误率不超过约 15.214%”。这里 Q=δh,Gibbs 风险恰好就是这个分类器的风险;一般随机后验则应保留 Gibbs 解释。

参考资料
  • Matthias Seeger, “PAC-Bayesian Generalisation Error Bounds for Gaussian Process Classification,” Journal of Machine Learning Research 3, 2002.

  • John Langford and Matthias Seeger, “Bounds for Averaging Classifiers,” Technical Report CMU-CS-01-102, 2001.

  • David A. McAllester, “Some PAC-Bayesian Theorems,” COLT, 1998.

  • Andreas Maurer, A Note on the PAC Bayesian Theorem, 2004,Theorem 1 与 §3:有界损失的二元 KL 指数矩及 2m 常数。

关系图谱14 个相邻概念 · 2 类关系

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