形式陈述
设已训练模型对输入 x 输出 K ≥ 2 个有限实数 logits:z 1 ( x ) , … , z K ( x ) 。温度缩放 选择一个正数 T ,把概率改为
p T ( k ∣ x ) = exp ( z k ( x ) / T ) ∑ j = 1 K exp ( z j ( x ) / T ) . 原模型参数保持固定,只在大小 n ≥ 1 的独立校准集 ( x i , y i ) i = 1 n 上选择 T ,通常最小化负对数似然 公理库 交叉熵 Cross-entropy 在真实分布下对另一分布负对数似然取期望所得的信息量。
(1) L ( T ) = − 1 n ∑ i = 1 n log p T ( y i ∣ x i ) . 这是一个训练后概率映射。它的目标是改善概率含义 公理库 概率校准与可靠度 Probability calibration · Reliability diagram 用条件正例率等于报告概率定义概率校准,计算可靠度与分箱误差,并区分校准、边际均值、分类一致性和分辨力。 ,但一个参数无法表示任意校准函数;经验 NLL 降低也不等于所有群体或所有概率档都已校准。[1, §4.2]
当 T > 0 ,对每个样本都保持
arg max k p T ( k ∣ x ) = arg max k z k ( x ) . 所以在同一平票规则下,预测标签和分类准确率都不变。T 不是新增类别阈值,也不把某些类的 logit 单独平移。
直觉
两个类别的概率比满足
p T ( j ∣ x ) p T ( k ∣ x ) = exp ( z j ( x ) − z k ( x ) T ) . 增大温度会压缩这些比值,使分布更平;减小温度会扩大差异,使概率更集中。T → ∞ 时所有类别趋于均匀;T → 0 + 时概率集中在最大 logit 的类别集合中。
分数排序没有变,报告的把握却变了。因此同一分类器可以在准确率完全不动的情况下,显著改善或者恶化它的概率评分。
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例子与边界
一个温度恰好修正过度自信
先看二分类。校准集中四个样本具有相同 logit 差 z 1 − z 0 = log 9 ,其中三个为正、一个为负。原温度 T = 1 给出的正类概率为 0.9 ,平均 NLL 为
− 3 4 log 0.9 − 1 4 log 0.1 ≈ 0.654667 . 取 T = 2 ,新的概率为
e ( log 9 ) / 2 1 + e ( log 9 ) / 2 = 3 1 + 3 = 3 4 , 平均 NLL 降到
− 3 4 log 3 4 − 1 4 log 1 4 ≈ 0.562335 . 四个样本的预测类别始终为正,准确率始终是 3 / 4 。对这份数据,Bernoulli 对数损失在经验频率 3 / 4 最小,而温度族恰好包含它,所以 T = 2 是最优解。
多类也不是逐概率直接除以温度。例如 logits 为 ( log 4 , log 2 , 0 ) ,在 T = 1 时概率为 ( 4 , 2 , 1 ) / 7 ;在 T = 2 时变为
( 2 , 2 , 1 ) 3 + 2 ≈ ( 0.453082 , 0.320377 , 0.226541 ) . 分母必须重新归一化,最高类别仍为第一类。
真正凸的是逆温度坐标
令 β = 1 / T > 0 。式 (1) 成为
F ( β ) = 1 n ∑ i [ log ∑ k e β z i k − β z i , y i ] . 其一阶、二阶导数分别为
F ′ ( β ) = 1 n ∑ i ( ∑ k p β ( k ∣ x i ) z i k − z i , y i ) , F ″ ( β ) = 1 n ∑ i Var k ∼ p β ( ⋅ ∣ x i ) ( z i k ) ≥ 0. 因此它是 β 上的凸函数 公理库 凸函数 Convex function 函数在任意凸组合处不超过相同权重下函数值的凸组合。 。这给一维求解提供清楚依据;非线性换元后,不能直接声称 T 坐标中的目标也必然凸。
有限最优温度也并非总存在。若每个校准样本的真实类别都是严格最大 logit,则 β → ∞ 可以不断降低 NLL,最优下确界可能只在 T → 0 + 达到。若数据更偏好均匀概率,最优又可能落在 β = 0 的闭包边界,即 T → ∞ 。实际求解应声明搜索区间或正则化,而非把每次优化器返回的有限值都当成唯一内点最优。
一份会终止的区间求解步骤
预先给定 0 < β min < β max < ∞ 和参数容差 τ > 0 ,在这个闭区间上最小化 F 。连续性保证最小值取得,F ′ 单调不减,使二分求根 公理库 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。 可在排除端点最优后用于导数:
若 F ′ ( β min ) ≥ 0 ,返回左端点;否则若 F ′ ( β max ) ≤ 0 ,返回右端点
其余情形维护导数异号的区间;只要区间宽度大于 τ ,就在中点计算 F ′ ;负则保留右半,正则保留左半,恰为零则直接返回
当区间宽度不超过 τ 时返回中点,并令 T = 1 / β
两端导数同为零时,目标在区间上为常数,第一步任取左端仍最优。其他情况下,最终区间包含一个极小点,因此返回值到某个区间最优逆温度的距离至多 τ 。若初始宽度为 W ,至多需要 max { 0 , ⌈ log 2 ( W / τ ) ⌉ } 次二分;在指数函数与实数运算按单位成本计的模型中,计算每次导数需 O ( n K ) 工作,总成本为 O ( n K ( 1 + max { 0 , log ( W / τ ) } ) ) 。浮点实现还应控制导数符号误差,不能把近似为零直接当作精确最优证书。
这给出指定区间内的有限计算保证。区间限制本身属于算法输入;它既不承诺找到整个开半轴上的最优温度,也不把优化精度变成总体校准精度。
同一温度无法解决的信息缺口
假设两个可区分群体都被模型给出同一对 logits,但真实正例率分别为 0.6 和 0.9 。无论选择哪个 T ,两群体得到的报告仍相同,不可能同时等于这两个不同频率。
若群体等大,报 0.75 可以在总体上校准,却依然在每个群体内失准。这不是求解器还没调好,而是单参数映射没有使用群体信息。扩大为不同群体分别校准,会改变模型与评估目标,需单独选择和验证。
推论与应用
温度缩放适合原模型的排序已有用、主要问题是整体过度自信或不够自信的情况。它对类别排序的保持是数学性质;在某个数据集上改善 NLL 或可靠度则是需要验证的事实。
使用时,先固定模型并保存校准集 logits,再优化逆温度,最后在独立评估集比较 NLL、可靠度及样本量。若需要更灵活的单调概率映射,可以考虑保序校准 公理库 保序概率校准与相邻块合并 Isotonic probability calibration · Pool adjacent violators 在独立校准集上用相邻违反块合并求最优非降概率映射,给出完整执行轨迹、线性时间不变量和累计残差最优性证书。 ;若关心多个重叠群体,则应明确多重校准 公理库 多重校准 Multicalibration 对预先指定的重叠群组及分数桶同时约束平均校准误差,以总体残差修正和平方势下降证明有限步可达,并分开处理样本泛化。 的群组族与容差,而不是期待一个温度自动解决全部要求。
参考资料