Пусть [math]Q_t[/math] — это дискретная случайная переменная, принимающая одно из [math]N[/math] значений [math](1..N)[/math]. Будем полагать, что данная модель Маркова, определенная как [math]P(Q_t | Q_{t - 1})[/math] однородна по времени, то есть независима от [math]t[/math]. Тогда можно задать [math]P(Q_t \mid Q_{t - 1}) [/math] как независящую от времени стохастическую матрицу перемещений [math]A = \{a_{ij}\} = p(Q_t = j \mid Q_{t - 1} = i)[/math]. Особый случай для времени [math]t = 1[/math] определяется начальным распределением [math]\pi_i = P(Q_1 = i)[/math].
Будем считать, что мы в состоянии [math]j[/math] в момент времени [math]t[/math], если [math]Q_t = j[/math]. Последовательность заданных состояний определяется как [math]q = \{q_1 \dots q_T \}[/math], где [math]q_t \in \{ 1\ldots N\}[/math] является состоянием в момент времени [math]t[/math].
Наблюдение может иметь одно из [math]L[/math] возможных значений, [math]Q_t \in \{o_1 \dots o_L\}[/math]. Вероятность заданного вектора наблюдений в момент времени [math]t[/math] для состояния [math]j[/math] определяется как [math]b_j(o_t) = P(O_t = o_t \mid Q_t = j)\ ( B = \{ b_{ij}\}[/math] — это матрица [math]L[/math] на [math]N)[/math]. Заданная последовательность наблюдений [math]O[/math] выражается как [math] O = (O_1 = o_1, \dots ,O_T = o_T)[/math].
Следовательно, мы можем описать скрытую модель Маркова с помощью [math] \lambda = (A, B, \pi)[/math]. При заданном векторе наблюдений [math]O[/math] алгоритм Баума-Велша находит [math] \lambda^*=\max_\lambda P(O\mid\lambda)[/math]. [math]\lambda[/math] максимизирует вероятность наблюдений [math]O[/math].
Исходные данные: [math] \lambda = (A, B, \pi)[/math] со случайными начальными условиями.
Алгоритм итеративно обновляет параметр [math]\lambda[/math] до схождения в одной точке.
Прямая процедура
[math]a_i(t) = p(O_1 = o_1 \dots O_t = o_t, Q_t = \lambda_i )[/math], что является вероятностью получения заданной последовательности [math]\{ o_1 \dots o_t \}[/math] для состояния [math]i[/math] в момент времени [math]t[/math].
[math]a_i(t)[/math] можно вычислить рекурсивно:
[math]1.\,[/math][math]a_i(1) = \pi_i \cdot b_i(O_1) [/math];
[math]2.\,[/math][math]a_j(t + 1) = b_j(O_{t + 1})\displaystyle\sum^N_{i=1}a_i(t) \cdot a_{ij}[/math].
Обратная процедура
Данная процедура позволяет вычислить вероятность конечной заданной последовательности [math]\{ o_{t + 1} \dots o_T \}[/math] при условии, что мы начали из исходного состояния [math]i[/math], в момент времени [math]t[/math].
[math]\beta_i(t)[/math] можно вычислить рекурсивно:
1.[math]\beta_i(T) = 1[/math];
2. [math]\beta_i(t) = \displaystyle\sum^N_{j = 1}\beta_j(t + 1)a_{ij}b_j(O_{t + 1})[/math].
Обновление переменных
Определим временные переменные:
[math]\gamma_i(t) = p(Q_t=i\mid O,\;\lambda)=[/math] [math]\dfrac{\alpha_i(t)\beta_i(t)}{\displaystyle\sum^N_{j=1}\alpha_j(t)\beta_j(t)}[/math]
[math]\xi_{ij}(t) = p(Q_t=i,\;Q_{t+1}=j\mid O,\;\lambda)=[/math] [math]\dfrac{\alpha_i(t)a_{ij}\beta_j(t+1)b_j(o_{t+1})}{\displaystyle\sum^N_{i=1}\displaystyle\sum^N_{j=1}\alpha_i(t)a_{ij}\beta_j(t+1)b_j(O_{t+1})}[/math].
Имея [math]\gamma[/math] и [math]\xi[/math], можно определить:
[math]\bar\pi_i=\gamma_i(1)[/math],
[math]\bar{a}_{ij}=\dfrac{\displaystyle\sum^{T-1}_{t=1}\xi_{ij}(t)}{\displaystyle\sum^{T-1}_{t=1}\gamma_i(t)}[/math],
[math]\bar{b}_i(k)=\dfrac{\displaystyle\sum^T_{t=1}\delta_{O_t,\;o_k}\gamma_i(t)}{\displaystyle\sum^T_{t=1}\gamma_i(t)}[/math].
Используя новые переменные [math] A, B, \pi[/math] итерации продолжаются до схождения.
Предположим, у нас есть курица, с которой мы собираем яйца. Снесла ли курица яйца — зависит от некоторых неизвестных факторов. Для простоты предположим, что существуют лишь два состояния, которые определяют есть ли яйца. В начальный момент нам неизвестно текущее состояние, также нам неизвестна вероятность перехода из одного состояния в другое. Для начала возьмем произвольные матрицы переходов и состояний.
Переходы
| |
Состояние 1 |
Состояние 2
|
| Состояние 1
|
[math]0.5[/math] |
[math]0.5[/math]
|
| Состояние 2
|
[math]0.3[/math] |
[math]0.7[/math]
|
|
Состояния
| |
Яйца не отложены |
Яйца отложены
|
| Состояние 1
|
[math]0.3[/math] |
[math]0.7[/math]
|
| Состояние 2
|
[math]0.8[/math] |
[math]0.2[/math]
|
|
Начальное состояние
| Состояние 1
|
[math]0.2[/math]
|
| Состояние 2
|
[math]0.8[/math]
|
|
Рассмотрим набор наблюдений ([math]E[/math] — яйца отложены, [math]N[/math] — яйца не отложены): [math]NN, NN, NN, NN, NE, EE, EN, NN, NN[/math].
Следующим шагом оценим новую матрицу переходов:
| Последовательность |
Вероятность последовательности и состояний |
Наибольшая вероятность наблюдения
|
| [math]NN[/math] |
[math]0.024[/math] |
[math]0.3584\,[/math] [math]S_2,[/math] [math]S_2[/math]
|
| [math]NN[/math] |
[math]0.024[/math] |
[math]0.3584\,[/math] [math]S_2,[/math] [math]S_2[/math]
|
| [math]NN[/math] |
[math]0.024[/math] |
[math]0.3584\,[/math] [math]S_2,[/math] [math]S_2[/math]
|
| [math]NN[/math] |
[math]0.024[/math] |
[math]0.3584\,[/math] [math]S_2,[/math] [math]S_2[/math]
|
| [math]NE[/math] |
[math]0.006[/math] |
[math]0.1344\,[/math] [math]S_2,[/math] [math]S_1[/math]
|
| [math]EE[/math] |
[math]0.014[/math] |
[math]0.0490\,[/math] [math]S_1,[/math] [math]S_1[/math]
|
| [math]EN[/math] |
[math]0.056[/math] |
[math]0.0896\,[/math] [math]S_2,[/math] [math]S_2[/math]
|
| [math]NN[/math] |
[math]0.024[/math] |
[math]0.3584\,[/math] [math]S_2,[/math] [math]S_2[/math]
|
| [math]NN[/math] |
[math]0.024[/math] |
[math]0.3584\,[/math] [math]S_2,[/math] [math]S_2[/math]
|
| Итог
|
[math]0.22[/math] |
[math]2.4234[/math]
|
Таким образом получаем новую оценку перехода из [math]S_1[/math] в [math]S_2[/math], которая составляет [math]\dfrac{0.22}{2.4234}[/math][math] = 0.0908[/math]. После этого можно подсчитать вероятность переходов из [math]S_2[/math] в [math]S_1[/math], [math]S_2[/math] в [math]S_2[/math], [math]S_1[/math] в [math]S_1[/math] и изменим их так, чтобы в суммы вероятностей давали [math]1[/math]. В итоге получаем новую матрицу переходов:
Старая матрица
| |
Состояние 1 |
Состояние 2
|
| Состояние 1
|
[math]0.5[/math] |
[math] 0.5[/math]
|
| Состояние 2
|
[math]0.3 [/math] |
[math]0.7[/math]
|
|
Новая матрица (Псевдовероятности)
| |
Состояние 1 |
Состояние 2
|
| Состояние 1
|
[math]0.0598[/math] |
[math]0.0908[/math]
|
| Состояние 2
|
[math]0.2179[/math] |
[math] 0.9705[/math]
|
|
Новая матрица (После изменения)
| |
Состояние 1 |
Состояние 2
|
| Состояние 1
|
[math]0.3973[/math] |
[math] 0.6027[/math]
|
| Состояние 2
|
[math]0.1833[/math] |
[math] 0.8167[/math]
|
|
Далее оценим новую матрицу состояний:
| Последовательности |
Наибольшая вероятность наблюдения
Если допустимо, что E получено из [math]S1[/math] |
Наибольшая вероятность наблюдения
|
| [math]NE[/math] |
[math]0.1344\,[/math] [math] S_2, [/math] [math]S_1[/math] |
[math]0.1344\,[/math] [math]S_2,[/math][math] S_1[/math]
|
| [math]EE[/math] |
[math]0.0490\,[/math] [math] S_1, [/math] [math]S_1[/math] |
[math]0.0490\,[/math] [math]S_1,[/math][math] S_1[/math]
|
| [math]EN[/math] |
[math]0.0560\,[/math] [math] S_1, [/math] [math]S_2[/math] |
[math]0.0896\,[/math] [math]S_1,[/math] [math]S_2[/math]
|
| Итог
|
[math]0.2394[/math] |
[math]0.2730[/math]
|
Новая оценка для [math]E[/math], полученная из [math]S_1[/math], составляет [math]\dfrac{0.2394}{0.2730}[/math] [math] = 0.8769[/math].
Благодаря этому, возможно рассчитать матрицу состояний:
Старая матрица
| |
Яйца не отложены |
Яйца отложены
|
| Состояние 1
|
[math]0.3[/math] |
[math]0.7[/math]
|
| Состояние 2
|
[math]0.8[/math] |
[math]0.2[/math]
|
|
Новая матрица (Оценка)
| |
Яйца не отложены |
Яйца отложены
|
| Состояние 1
|
[math]0.0876[/math] |
[math]0.8769[/math]
|
| Состояние 2
|
[math]1.0000[/math] |
[math] 0.7385[/math]
|
|
Новая матрица (После изменения)
| |
Яйца не отложены |
Яйца отложены
|
| Состояние 1
|
[math]0.0908[/math] |
[math]0.9092[/math]
|
| Состояние 2
|
[math]0.5752[/math] |
[math]0.4248[/math]
|
|
Для оценки начальной вероятности, мы предполагаем, что все последовательности начаты со скрытого состояния [math]S_1[/math] и рассчитаны с высокой вероятностью, а затем повторяем для [math]S_2[/math]. После нормализации получаем обновленный исходный вектор.
Повторяем эти шаги до тех пор, пока вероятности не сойдутся.
// T — конечный момент времени
int[] DynamicOptionalStateSequance([math]\lambda[/math], d):
double [math]\gamma[/math][1, i] = [math]\pi[/math][i] * b[i, d[1]]
int [math]\psi[/math][1, i] = []
int ans[]
for t = 2 to T
for i = 1 to n
if [math]\gamma[/math][t, j] < [math]\gamma[/math][t - 1, i] * a[i, j] * b[j, d[t]]
[math]\gamma[/math][t, j] = [math]\gamma[/math][t - 1, i] * a[i, j] * b[j, d[t]]
[math]\psi[/math][t, j] = i
ans[T] = 1
for i = 2 to n
if [math]\gamma[/math][T, i] > [math]\gamma[/math][T, i - 1]
ans[T] = i
for t = T - 1 downto 1
ans[t] = [math]\psi[/math][t + 1, ans[t + 1]]
return ans
