A Primer on Domain Adaptation Theory and Applications

2022-05-31 21:39:30

概
主要内容
Prior shift 的EM解释

Pirmin Lemberger, Ivan Panico, A Primer on Domain Adaptation
Theory and Applications, 2019.

概

机器学习分为训练和测试俩步骤, 且往往假设训练样本的分布和测试样本的分布是一致的, 但是这种情况在实际中并不一定成立. 作者就prior shift, covratie shift, concept shift, subspace mapping 四种情形给出相应的‘解决方案".

主要内容

符号说明

\(\mathbf{x} \in \mathcal{X} \subset \mathbb{R}^p\): 数据
\(y \in \mathcal{Y}=\{\omega_1,\ldots, \omega_k\}\): 类别标签
\(S=\{(\mathbf{x}_1,y_1), \ldots(\mathbf{x_m}, y_m)\}\): 训练样本
\(h \in \mathcal{H}:\mathcal{X} \rightarrow \mathcal{Y}\): 拟合函数/分类器
\(\hat{y}=h(\mathbf{x})\):预测
\(\ell: \mathcal{Y} \times \mathcal{Y} \rightarrow \mathbb{R}\): 损失函数
\(R[h]:= \mathbb{E}_{(\mathbf{x}, y) \sim p}[\ell(y, h(\mathbf{x})]\): risk
\(\hat{R}[h]:= \frac{1}{m} \sum_{i=1}^m [\ell(y_i, h(\mathbf{x}_i)]\): 经验风险函数
\(p_S\): 训练数据对应的分布
\(p_T\): 目标数据对应的分布
\(\hat{p}\):近似的分布

Prior shift

\(p_S(\mathbf{x}|y)=p_T(\mathbf{x}|y)\) 但\(p_S(y) \not = p_T(y)\). (如, 训练的时候，对每一类, 我们往往选择相同数目的样本以求保证类别的均衡).

假设根据训练样本\(S\)和算法\(A\)，我们得到了一个近似后验分布\(\hat{p}_S(y|\mathbf{x})\), 且近似的先验分布\(\hat{p}_S(y=\omega_k)=m_k/|S|\), 并同样假设\(\hat{p}_S(\mathbf{x}|y)=\hat{p}_T(\mathbf{x}|y)\), 有

\[\tag{9} \hat{p}_T(\omega_k|\mathbf{x})= \frac{\hat{w}(\omega_k)\hat{p}_S(\omega_k|\mathbf{x})}{\sum_{k‘=1}^K\hat{w}(\omega_{k‘})\hat{p}_S(\omega_{k‘}|\mathbf{x})}, \hat{w}(\omega_k):=\frac{\hat{p}_T(\omega_k)}{\hat{p}_S(\omega_k)}. \]

倘若我们知道\(\hat{p}_T(\omega_k), k=1,\ldots, K\), 那么我们就直接可以利用(9)式来针对目标数据集了, 而这里的真正的难点在于, 如果不知道, 应该怎么办.

假设, 我们的目标数据集的样本数据为\(\mathbf{x}_1‘, \ldots, \mathbf{x}_m‘\), 则我们的目标是求出\(\hat{p}_T(\omega_k|\mathbf{x}‘)\), 有

\[\tag{10} \hat{p}_T(\omega_k)=\sum_{i=1}^m \hat{p}_T(\omega_k,\mathbf{x}_i‘)=\frac{1}{m} \sum_{i=1}^m \hat{p}_T(\omega_k|\mathbf{x}_i‘), \]

其中在最后一个等号部分, 我们假设了\(p(\mathbf{x}_i‘)=\frac{1}{m}\), 这个假设并非空穴来风, 我们可以从EM算法角度去理解.

于是, 很自然地, 我们可以利用交替迭代求解

\[\tag{11} \hat{p}_T^{(s)}(\omega_k|\mathbf{x}‘)= \frac{\hat{w}(\omega_k)\hat{p}_S(\omega_k|\mathbf{x}‘)}{\sum_{k‘=1}^K\hat{w}(\omega_{k‘})\hat{p}_S(\omega_{k‘}|\mathbf{x}‘)}, \hat{w}(\omega_k):=\frac{\hat{p}_T^{(s)}(\omega_k)}{\hat{p}_S(\omega_k)}. \\hat{p}_T^{(s+1)}(\omega_k)=\frac{1}{m} \sum_{i=1}^m \hat{p}_T^{(s)}(\omega_k|\mathbf{x}_i‘). \]

注: 在实际中, 由于各种因素, 这么做反而画蛇添足, 起到反效果, 我们可以通过假设检验来判断是否接受.

其趋向于\(\chi^2_{(K-1)}\)对于足够多地样本.

Covariate shift

\(p_S(y|\mathbf{x})=p_T(y|\mathbf{x})\), 但是\(p_S(\mathbf{x})\not = p_T(\mathbf{x})\).

A covariate shift typically occurs when the cost or the difficulty of picking an observation with given features x strongly impacts the probability of selecting an observation (x, y) thus making it practically impossible to replicate the target feature distribution \(p_T(\mathbf{x})\) in the training set.

我们所希望最小化,

\[\tag{14,15} R_T[h]:= \mathbb{E}_{p_T}[\ell(h(\mathbf{x})),y)] =\mathbb{E}_{p_S}[w(\mathbf{x})\ell(h(\mathbf{x})),y)]. \]

在实际中, 若我们有\(w(\mathbf{x})=p_T(\mathbf{x})/p_S(\mathbf{x})\)或者其一个估计\(\hat{w}(\mathbf{x})\), 我们最小化经验风险

\[\tag{16} \hat{R}_{S, w} [h]:= \frac{1}{m} \sum_{i=1}^m w(\mathbf{x}_i) \ell(h(\mathbf{x}_i),y_i). \]

注: 以下情况不适合用(16):

\(p_S(\mathbf{x}_i)=0\) 但是\(p_T(\mathbf{x})_i \not=0\);
\(p_S, p_T\)二者差距很大, 使得\(w\)波动很大.

即\(p_S\)最好是选取范围和\(p_T\)近似, 这些是根据下面的理论结果的到的:

(17)有\(1-\delta\)的可信度.

\(\hat{w}\)

显然, 解决(16)的关键在于\(\hat{w}:=\hat{p}_T(\mathbf{x})/\hat{p}_S(\mathbf{x})\), 有很多的概率密度估计方法(如核密度估计(KDE)), 但是在实际应用中, 这种估计可能会导致不可控的差的结果.

一个策略是直接估计\(\hat{w}\), 而非分别估计\(\hat{p}_T, \hat{p}_S\):

期望均方误差\(\mathbb{E}_{p_S}[(\hat{w}-p_T/p_S)^2]\)(怎么玩?);
KL散度\(\mathbf{KL}(p_T \| \hat{w}p_S)\)(怎么玩?);
最大平均差异(maximum mean discrepancy, MMD).

KMM

选择kernel \(K(\mathbf{x}, \mathbf{y})\), 相当于将\(\mathbf{x}\)映入一个希尔伯特空间(RKHS), \(\mathbf{x} \rightarrow \Phi_{\mathbf{x}}\), 其内积为\(\langle \Phi_{\mathbf{x}}, \Phi_{\mathbf{y}} \rangle=K(\mathbf{x}, \mathbf{y})\). 则MMD定义为:

\[(\mathrm{MMD}[\alpha, \beta])^2:=\|\mathbb{E}_{\mathbf{x} \sim \alpha} [\Phi_{\mathbf{x}}]-\mathbb{E}_{\mathbf{x} \sim \beta} [\Phi_{\mathbf{x}}]\|^2= \|\mathbb{E}_{\mathbf{x} \sim \alpha} [\Phi_{\mathbf{x}}]\|^2-2\langle \mathbb{E}_{\mathbf{x} \sim \alpha} [\Phi_{\mathbf{x}}],\mathbb{E}_{\mathbf{x} \sim \beta} [\Phi_{\mathbf{x}}] \rangle+ \|\mathbb{E}_{\mathbf{x} \sim \beta} [\Phi_{\mathbf{x}}]\|^2. \]

则令\(\alpha=\hat{w}\hat{p}_S, \beta=\hat{p}_T\) 则

\[\tag{21} (\mathrm{MMD}[\hat{p}_T, \hat{w} \hat{p}_S])^2 = \frac{1}{m_S^2} (\frac{1}{2} \hat{w}^TK \hat{w} - k^T\hat{w}) +\mathrm{const}, \]

其中\(\hat{w}:=(\hat{w}(\mathbf{x}_1),\ldots, \hat{w}(\mathbf{x}_{m_S}))^T\), \(K_{ij}:=2K(\mathbf{x}_i,\mathbf{x}_k)\), \(k_i:=\frac{2m_S}{m_T} \sum_{j=1}^{m_T} K(\mathbf{x}_i,\mathbf{x}_j)\).

在实际中, 求解下面的优化问题

\[\begin{array}{rc} \min_w & \frac{1}{2} \hat{w}^T K\hat{w} - k^T\hat{w} \\mathrm{s.t.} & \hat{w}(\mathbf{x}_i) \in [0,B], \& |\frac{1}{m_S} \sum_{i=1}^{m_S} \hat{w}(\mathbf{x}_i) -1| \le \epsilon. \end{array} \]

第一个条件为了保证\(\hat{p}_S,\hat{p}_T\)之间差距不大, 第二个条件是为了保证概率的积分为1的性质.

Concept shift

\(p_S(y|\mathbf{x})\not= p_T(y|\mathbf{x})\)，\(p_S(\mathbf{x})=p_T(\mathbf{x})\). 其往往是在时序系统下, 即分布\(p\)与时间有关.

周期性地利用新数据重新训练模型;
保留部分旧数据, 结合新数据训练;
加入权重;
引入有效的迭代机制;
检测偏移, 并作出反应.

Subspace mapping

训练数据为\(\mathbf{x}\), 而目标数据为\(\mathbf{x}‘=T(\mathbf{x})\), 且\(p_T(T(\mathbf{x}), y) = p_S(\mathbf{x},y)\)，且\(T\)是未知的.

我们现在的目标是找到一个有关

Wasserstein distance

以离散情形为例, 介绍,

\[\alpha := \sum_{i=1}^m \alpha_i \delta_{\mathbf{z}_i}, \]

其中\(\delta_{\mathbf{z}}\)表示狄拉克函数.

\[T \alpha := \sum_{i=1}^m \alpha_i \delta_{T(\mathbf{z}_i)}, \]

则, 自然地, 我们希望

\[\arg \min_{T, T\alpha = \beta} \mathbb{E}_{\mathbf{z} \sim \alpha} [c(\mathbf{z}, T(\mathbf{z}))], \]

其中\(c(\cdot, \cdot)\)是我们给定的一个损失函数, 这类问题被称为 Monge 问题.

但是呢, 这种方式找\(T\)非常困难, 于是有了一种概率替代方案,

\[\tag{30} \gamma := \sum_{i,j} \gamma_{ij} \delta_{\mathbf{z}_i,\mathbf{z}_j‘} \]

为以离散概率分布, 则

\[\tag{33} \mathbb{E}_{(\mathbf{z},\mathbf{z}‘) \sim \gamma}[c(\mathbf{z},\mathbf{z}‘)]:=\sum_{i,j} \gamma_{i,j}c(\mathbf{z}_i,\mathbf{z}_j), \]

\[\tag{34} \mathcal{L}_c (\alpha, \beta) := \min_{\gamma \in U(\alpha, \beta)} \mathbb{E}_{(\mathbf{z}, \mathbf{z}‘) \sim \gamma}[c(\mathbf{z}, \mathbf{z}‘)] \]

衡量了从分布\(\alpha\)变换到分布\(\beta\)的难易程度, 其中

\[U(\alpha, \beta):=\{ \gamma: \sum_{j=1}^s \gamma_{ij} =\alpha_i, \sum_{i=1}^r \gamma_{ij} = \beta_j\}, \]

注意这实际上是一个事实, 因为\(\alpha, \beta\)是其联合分布\(\gamma\)的边缘分布.

而Wasserstein distance实际上就是

\[\tag{35} W_p(\alpha,\beta) := [\mathcal{L}_{d^p} (\alpha, \beta)]^{1/p}, c(\mathbf{z},\mathbf{z}‘)=[d(\mathbf{z},\mathbf{z}‘)]^p, p\ge1. \]

\(d\)为一距离.

应用于 subspace mapping

策略一:
\(\alpha=\hat{p}_S(\mathbf{x}), \beta=\hat{p}_T(\mathbf{x}‘)\), 通过(34)可以找到一个\(\gamma\), 再利用\(\gamma\)把训练数据\(S\)映射到\(\hat{p}_T\)分布上, 再利用新的训练数据重新训练模型. (? 如何利用\(\gamma\)变换呢?)

注:为了防止\((\mathbf{x}_i,y_i),(\mathbf{x}_j,y_j), y_i \not =y_j\)变换到同一个新数据, 需要添加一个惩罚项.

策略二:
\(\alpha=\hat{p}_S(\mathbf{x},y), \beta=\hat{p}_T (\mathbf{x}‘,y‘)\), 但是\(y‘\)我们是不知道的, 所以用\(h(\mathbf{x}‘)\)代替, 且

\[\hat{p}_T^h(\mathbf{x}‘,y‘):= \hat{p}_T(\mathbf{x}‘) \delta_{y‘=h(\mathbf{x}‘)}, \]

于是

\[\tag{37} h_{OT} := \arg \min_{h \in \mathcal{H}} W_1(\hat{p}_S, \hat{p}_T^h), \]

即

\[\tag{38} h_{OT} = \arg \min_{h \in \mathcal{H}} \min_{\gamma \in U(\hat{p}_S, \hat{p}_T^h)} \sum_{i,j} \gamma_{ij} d((\mathbf{x}_i,y_i),(\mathbf{x}_j‘, h(\mathbf{x}_j‘))). \]

其中

\[d((\mathbf{x},y),(\mathbf{x}‘, y‘)) := \lambda \rho(\mathbf{x},\mathbf{x}‘) + \ell(y,y‘). \]

在实际使用中, 视实际情况而定, 加入惩罚项

\[\tag{39} h_{OT} = \arg \min_{h \in \mathcal{H}} \min_{\gamma \in U(\hat{p}_S, \hat{p}_T^h)} \big(\sum_{i,j} \gamma_{ij} [ \lambda \rho(\mathbf{x}_i,\mathbf{x}_j‘) + \ell(y_i,h(\mathbf{x}_j‘))] + \epsilon \mathrm{reg}[h] \big). \]

Prior shift 的EM解释

考虑联合概率\(p_{\theta}(\mathbf{x}_1, \ldots, \mathbf{x}_m; \mathbf{z}_1,\ldots, \mathbf{z}_m)\), 其中\(\mathbf{z}_i,i=1,\ldots, m\)为隐变量, \(\mathbf{x}_i, i=1,\ldots,m\)为观测变量，EM算法步骤如下:

E步: \(\mathbb{E}_{\mathbf{z}}[\log p_{\theta}(\mathbf{x}_1, \ldots, \mathbf{x}_m; \mathbf{z}_1,\ldots, \mathbf{z}_m)]\)(下面是离散情况)

2. M步:

Prior shift中, \(\theta:= [p_T(\omega_1), \ldots, p_T(\omega_K)]^{\mathrm{T}}\), 隐变量\(\mathbf{z}_i:=(z_{i1},\ldots, z_{iK})\)为\(y_i \in \{\omega_1,\ldots, \omega_K\}\)的one-hot-encodings. 则

其对数似然为

条件概率为

且易知

所以:

因为\(\theta_k\)满足\(\sum_k \theta_k=1\)并不相互独立, 所以利用拉格朗日乘子法

取得极值的必要条件为

即