形式陈述
两个 KL 必须分开
PAC-Bayes 泛化界理路PAC-Bayes 泛化界PAC-Bayes bound · PAC-Bayes proof template以先验到数据依赖后验的 KL 散度支付换测度代价,将先验下的指数矩控制转成同时覆盖所有 Gibbs 后验的泛化证书。同时出现两种相对熵。第一种
比较假设空间上的后验 与数据无关先验 ,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理路KL 散度Kullback–Leibler divergence · Relative entropy同一可测空间上分布 P 相对于 Q 的对数 Radon–Nikodym 导数在 P 下的积分。
它比较经验风险 与总体风险 。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 框架理路PAC-Bayes 框架PAC-Bayesian framework · PAC-Bayes以数据无关先验和数据依赖后验之间的 KL,控制随机化 Gibbs 预测器的风险。的可测假设空间与联合可测有界损失,设样本 ,,。对任意不依赖 的先验分布 ,以至少 的概率,下面的不等式同时对所有后验 成立:
其中
常数项有多种严谨版本,例如 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 右侧。
如何读成风险上界
记右侧为 。定理并未直接写出 ,而是把它限制在集合
中。定义上侧反演
即可得到
当 、 时,先取 使 ;这样的 存在,因为 时该 KL 趋于无穷。在闭区间 上对连续函数 使用二分法理路二分求根法Bisection method以端点异号区间为不变量,给出可验证误差界、对数成本和有限精度停止条件。,便得到有括区间的数值证书。 时上界为 , 或 时上界为 。
当 时,
所以 。这给出接近 的可实现型行为。若先用 Pinsker 不等式把 kl 粗化为 ,只能得到 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 ,令 。当损失只取 且 时,错误数 ,用二项概率公式理路二项分布Binomial distribution固定次数独立同概率 Bernoulli 试验中成功总数的离散分布。消去 后得到
其中端点采用 。Maurer 的矩估计给出 的上界, 可直接核对上述有限和。对一般 损失,指数二元 KL 是样本损失向量的凸函数;逐坐标用连接 的弦作上界,再利用 IID 性,便把期望控制为同均值 Bernoulli 情形。若 或 ,有界损失本身几乎必然恒定,指数矩为 。
把 和 代入指数矩—换测度模板理路PAC-Bayes 泛化界PAC-Bayes bound · PAC-Bayes proof template以先验到数据依赖后验的 KL 散度支付换测度代价,将先验下的指数矩控制转成同时覆盖所有 Gibbs 后验的泛化证书。,得到同时覆盖所有后验的 上界。最后对二元 KL 的联合凸性应用Jensen 不等式理路Jensen 不等式Jensen's inequality凸函数作用于平均值不超过函数值的相同加权平均。:
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 可以在看到数据之后选择。
例子与边界
一个有限类特例
若 非空且有限、 为均匀先验,而 集中在单个数据选择的分类器上,则
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 ;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 抽取 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 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 后仍声称控制原风险。