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定理已证明

后验分布的贝叶斯定理

命题陈述

若 θ\theta 具有先验密度 π(θ)\pi(\theta),数据 xx 具有似然 L(x∣θ)L(x\mid\theta),则给定 xx 时 θ\theta 的后验密度为 π(θ∣x)=L(x∣θ)π(θ)m(x)\pi(\theta\mid x)=\dfrac{L(x\mid\theta)\pi(\theta)}{m(x)},其中 m(x)=∫L(x∣θ′)π(θ′) dθ′m(x)=\int L(x\mid\theta')\pi(\theta')\,d\theta';等价地 π(θ∣x)∝L(x∣θ)π(θ)\pi(\theta\mid x)\propto L(x\mid\theta)\pi(\theta)。

为什么成立?

这不过是把条件密度的定义同时应用于 θ\theta 与 xx:后验就是 (θ,x)(\theta,x) 的联合密度除以仅 xx 的边际密度,而联合密度分解为先验乘以似然。

证明思路

(θ,x)(\theta,x) 的联合密度可以两种方式分解:分解为 π(θ)L(x∣θ)\pi(\theta)L(x\mid\theta)(先验乘以似然,根据将似然定义为给定 θ\theta 时 xx 的条件密度),也分解为 π(θ∣x)m(x)\pi(\theta\mid x)m(x)(后验乘以 xx 的边际密度,根据将后验定义为给定 xx 时 θ\theta 的条件密度)。由于两个表达式等于同一个联合密度,故 π(θ)L(x∣θ)=π(θ∣x)m(x)\pi(\theta)L(x\mid\theta)=\pi(\theta\mid x)m(x)。

解出 π(θ∣x)\pi(\theta\mid x),在 m(x)>0m(x)>0 的前提下得到 π(θ∣x)=L(x∣θ)π(θ)m(x)\pi(\theta\mid x)=\dfrac{L(x\mid\theta)\pi(\theta)}{m(x)}。

还需验证 m(x)=∫L(x∣θ′)π(θ′) dθ′m(x)=\int L(x\mid\theta')\pi(\theta')\,d\theta' 确实是正确的归一化常数:对分解式 π(θ)L(x∣θ)=π(θ∣x)m(x)\pi(\theta)L(x\mid\theta)=\pi(\theta\mid x)m(x) 两边关于 θ\theta 积分,左边由定义得 ∫π(θ)L(x∣θ) dθ=m(x)\int \pi(\theta)L(x\mid\theta)\,d\theta=m(x),右边由于 π(⋅∣x)\pi(\cdot\mid x) 是概率密度而得 m(x)∫π(θ∣x) dθ=m(x)×1m(x)\int\pi(\theta\mid x)\,d\theta=m(x)\times1。两边相符,确认了 m(x)m(x) 的一致性,且 π(θ∣x)\pi(\theta\mid x) 按密度要求积分为 11。

用到此定理的主题

分步证明

该定理暂无分步证明。

参考文献

  1. Andrew Gelman, John B. Carlin, Hal S. Stern, David B. Dunson, Aki Vehtari, Donald B. Rubin (2013). Bayesian Data Analysis (3rd ed.)
  2. Matthew D. Hoffman, Andrew Gelman (2014). The No-U-Turn Sampler: Adaptively Setting Path Lengths in Hamiltonian Monte Carlo · arXiv:1111.4246