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  • 作于: 2020-12-4 修改于: 2020-12-11 14:47

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    2020-12-4
    修改于:
    2020-12-11
    14:47

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  • 采用基于误差分析的特征提取方法提取各可选仿真模型和实际系统输出的特征向量,利用各可选模型的特征向量及相应的模型标号组成训练集建立后验概率SVM模型,将实际系统的特征向量作用后验概率SVM模型,依据其概率...
  • 噪声抑制算法中,谱减算法用的是验证信噪比,维纳滤波器使用的是先验信噪比,MMSE算法既用到了先验信噪比,也用到了后验信噪比,那么,自然提出一个问题,在降噪过程中,先验信噪比与后验信噪比到底那个作用比较大...
          原文转载于:https://user.qzone.qq.com/314138065/blog/1442843834      非常感谢。
         噪声抑制算法中,谱减算法用的是后验证信噪比,维纳滤波器使用的是先验信噪比,MMSE(最小均方误差)算法既用到了先验信噪比,也用到了后验信噪比,那么,自然提出一个问题,在降噪过程中,先验信噪比与后 验信噪比到底那个作用比较大。这个结论其实 通过验证可以得出,先验 信噪比是影响噪声抑制的主要参数,后验 信噪比是辅助参数。

           那么先验信噪比与后验信噪比它们之间又有什么关系,这里做一个分析。
           先看下面的一个公式:
     
          这里k为帧数,m为频率,先验信噪比等于纯净语音信号的功率(X)除以噪声信号的功率(D), 假设语音信号是平稳的,且噪声与语音信号不相关,则等于带噪语音功率(Y)减去噪声功率(D)后除以噪声功率,最后化简为先验信噪比等于 后验信噪(gamma)比减去1。

          另外,根据统计学中的先验信噪比与后验信噪比的关系,已知:

          这里,我们发现,第二个公式跟第一个是很像的,如果我们把这两个公式中的值分别只取一半进行中和一下,可以得到第三个公式:

           再扩展下,如果这里的权重1/2变成一个变量a,上式就变为:

          这个公式就是知名的判决引导法公式,很多降噪算法就使用这个公式进行先验信噪比的估计!

    参考文献:https://user.qzone.qq.com/314138065/blog/1442843834
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  • 验证运放输入端之间电容作用

    千次阅读 2020-05-20 17:16:58
    分析:电容的特性就是通高频阻低频,目的都是不让高频干扰信号通过电路。 具体作用:在输入端吸收干扰信号,让干扰基本不进入运放,让干扰交流信号基本上不予放大,吸收干扰信号和稳定电压用的。 该电路得到有两个...

    运放输入端之间的电容作用

    此次实验来验证运放输入端之间电容作用
    运放同向输入端和反向输入端接一个电容的作用:
    一般被测量变化都是很缓慢的,也就是有用信号的频率都是很低的,而干扰信号的频率都很高,而运放本质上放大的是两端间的差值信号,那个电容仅仅是起个抗干扰的作用,也就是滤除干扰信号。
    电容是抗干扰用的。

    分析:电容的特性就是通高频阻低频,目的都是不让高频干扰信号通过电路。
    具体作用:在输入端吸收干扰信号,让干扰基本不进入运放,让干扰交流信号基本上不予放大,吸收干扰信号和稳定电压用的。
    该电路得到有两个输入信号,一个是频率100KHz、峰峰值2V的交流信号,另一个频率100Hz、峰峰值2V的交流信号分别通过10K电阻叠加后送入运放的反向输入端。

    该实验用来验证运放的同向和反向输入端通过一个电容相连有没有起到抗干扰的作用。

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    截止频率72.4KHz,仿真测试结果运放输出端高频成分被放大,蓝色波形代表输出的波形,橙色代表输入波形。对高频成分抑制效果不明显。
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    截止频率7.24kHz,仿真测试结果输出端波形有明显抑制效果,但仍然有高频干扰。
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    截止频率318Hz,仿真测试结果输出端波形只有低频成分,高频成分完全被抑制掉。
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    三次仿真结果验证了两个输入端之间与电容相连时对高频干扰确实起到抑制作用,对于R,C值的选取,主要取决电路中高频成分来设计。截止频率最好远小于高频频率,否则抑制效果不佳,要大于低频频率,否则会衰减低频成分。
    当然两个输入端之间接电容可以抑制高频成分,但并不是对每个高频信号抑制都有明显的抑制效果。例如下图所示
    频率为32KHz,截止频率318Hz波形图,从图中可以看出32KHz虽然有起到抑制作用,但没完全滤除干净,输出波形仍有32KHz高频成分。橙色波形代表运放输入端之间没接电容后的波形,红色波形代表输入端之间有接电容后的波形。

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    频率为25KHz,截止频率318Hz波形图
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    结论:运放输入端之间接电容对某些高频成分还是不能完全滤除,因此还需要设计低通滤波器将滤除不干净的波形再进行一步滤除。

    加了反向1阶低通滤波器后的波形,截止频率354Hz,橙色波形是没进一步滤波,红色波形是有进一步滤波。

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    在运放输出端后面加高频滤波器滤波效果很好
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  • 它使得后验概率分布的函数形式与先验概率相同,因此使得贝叶斯分析得到了极⼤的简化。例如,二项分布的参数之共轭先验就是我们前面介绍的 Beta 分布。多项式分布的参数之共轭先验则是 Dirichlet 分布,⽽⾼斯分布的...

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    1.什么是参数

    在机器学习中,我们经常使用一个模型来描述生成观察数据的过程。例如,我们可以使用一个随机森林模型来分类客户是否会取消订阅服务(称为流失建模),或者我们可以用线性模型根据公司的广告支出来预测公司的收入(这是一个线性回归的例子)。每个模型都包含自己的一组参数,这些参数最终定义了模型本身。

    我们可以把线性模型写成 y = mx + c 的形式。在广告预测收入的例子中,x 可以表示广告支出,y 是产生的收入。m 和 c 则是这个模型的参数。这些参数的不同值将在坐标平面上给出不同的直线(见下图)。

    这里写图片描述

    2.参数估计的方法

    就是根据样本统计量的数值对总体参数进行估计的过程。根据参数估计的性质不同,可以分成两种类型:点估计和区间估计。
    点估计就是用样本统计量的某一具体数值直接推断未知的总体参数。例如,在进行有关小学生身高的研究中,随机抽取1000名小学生并计算出他们的平均身高为1.45米。如果直接用这个1.45米代表所有小学生的平均身高,那么这种估计方法就是点估计。
    而对总体参数进行点估计常用的方法有两种:矩估计与最大似然估计,其中最大似然估计就是我们实际中使用非常广泛的一种方法。
    按这两种方法对总体参数进行点估计,能够得到相对准确的结果。如用样本均值X估计总体均值,或者用样本标准差S估计总体标准差σ。
    但是,点估计有一个不足之处,即这种估计方法不能提供估计参数的估计误差大小。对于一个总体来说,它的总体参数是一个常数值,而它的样本统计量却是随机变量。当用随机变量去估计常数值时,误差是不可避免的,只用一个样本数值去估计总体参数是要冒很大风险的。因为这种误差风险的存在,并且风险的大小还未知,所以,点估计主要为许多定性研究提供一定的参考数据,或在对总体参数要求不精确时使用,而在需要用精确总体参数的数据进行决策时则很少使用。
    区间估计就是在推断总体参数时,还要根据统计量的抽样分布特征,估计出总体参数的一个区间,而不是一个数值,并同时给出总体参数落在这一区间的可能性大小,概率的保证。还是举小学生身高的例子,如果用区间估计的方法推断小学生身高,则会给出以下的表达:根据样本数据,估计小学生的平均身高在1.4~1.5米之间,置信程度为95%,这种估计就属于区间估计。

    3.概率与统计的区别

    概率(probabilty)和统计(statistics)看似两个相近的概念,其实研究的问题刚好相反。

    概率研究的问题是,已知一个模型和参数,怎么去预测这个模型产生的结果的特性(例如均值,方差,协方差等等)。 举个例子,我想研究怎么养猪(模型是猪),我选好了想养的品种、喂养方式、猪棚的设计等等(选择参数),我想知道我养出来的猪大概能有多肥,肉质怎么样(预测结果)。

    统计研究的问题则相反。统计是,有一堆数据,要利用这堆数据去预测模型和参数。仍以猪为例。现在我买到了一堆肉,通过观察和判断,我确定这是猪肉(这就确定了模型。在实际研究中,也是通过观察数据推测模型是/像高斯分布的、指数分布的、拉普拉斯分布的等等),然后,可以进一步研究,判定这猪的品种、这是圈养猪还是跑山猪还是网易猪,等等(推测模型参数)。

    一句话总结:概率是已知模型和参数,推数据。统计是已知数据,推模型和参数。
    显然,对于最大似然估计,最大后验估计,贝叶斯估计来说,都属于统计的范畴。

    4.最大似然估计(maximum likelihood estimates,MLE)

    前文提到,最大似然估计(maximum likelihood estimates,MLE)是实际中使用非常广泛的一种方法,用我们老师的一句最简单的话来总结最大似然估计,就是“谁大像谁”。
    说到最大似然估计与最大后验估计,最好的例子自然就是抛硬币了。本文也不免俗,同样以抛硬币作为例子。
    于是我们拿这枚硬币抛了10次,得到的数据X是:反正正正正反正正正反。我们想求的正面概率θ是模型参数,而抛硬币模型我们可以假设是二项分布。
    在概率论和统计学中,二项分布(Binomial distribution)是n个独立的是/非试验中成功的次数的离散概率分布,其中每次试验的成功概率为p。这样的单次成功/失败试验又称为伯努利试验。实际上,当n = 1时,二项分布就是伯努利分布。
    伯努利分布(Bernoulli distribution,又名两点分布或者0-1分布,是一个离散型概率分布,为纪念瑞士科学家雅各布·伯努利而命名。)若伯努利试验成功,则伯努利随机变量取值为0。记其成功概率为 p ( 0 ≤ p ≤ 1 ) {\displaystyle p(0{\leq }p{\leq }1)} p(0p1),失败概率为 q = 1 − p {\displaystyle q=1-p} q=1p
    对于伯努利分布来说:
    概率质量函数为:
    KaTeX parse error: Undefined control sequence: \mbox at position 66: …egin{matrix}p&{\̲m̲b̲o̲x̲{if }}x=1,\\q\ …
    期望为:
    E ⁡ [ X ] = ∑ i = 0 1 x i f X ( x ) = 0 + p = p \displaystyle \operatorname {E} [X]=\sum _{i=0}^{1}x_{i}f_{X}(x)=0+p=p E[X]=i=01xifX(x)=0+p=p
    方差为:
    var ⁡ [ X ] = ∑ i = 0 1 ( x i − E [ X ] ) 2 f X ( x ) = ( 0 − p ) 2 ( 1 − p ) + ( 1 − p ) 2 p = p ( 1 − p ) = p q \displaystyle \operatorname {var} [X]=\sum _{i=0}^{1}(x_{i}-E[X])^{2}f_{X}(x)=(0-p)^{2}(1-p)+(1-p)^{2}p=p(1-p)=pq var[X]=i=01(xiE[X])2fX(x)=(0p)2(1p)+(1p)2p=p(1p)=pq
    而如果X ~ B(n, p)(也就是说,X是服从二项分布的随机变量)
    一般的二项分布是n次独立的伯努利试验的和。它的期望值和方差分别等于每次单独试验的期望值和方差的和:
    μ n = ∑ k = 1 n μ = n p , σ n 2 = ∑ k = 1 n σ 2 = n p ( 1 − p ) . \displaystyle \mu _{n}=\sum _{k=1}^{n}\mu =np,\qquad \sigma _{n}^{2}=\sum _{k=1}^{n}\sigma ^{2}=np(1-p). μn=k=1nμ=np,σn2=k=1nσ2=np(1p).

    回到抛硬币的例子,出现实验结果X的似然函数是什么呢?
    f ( X , θ ) = θ 7 ( 1 − θ ) 3 f(X, \theta) = \theta^7(1-\theta)^3 f(X,θ)=θ7(1θ)3
    需要注意的是,上面只是个关于 θ \theta θ的函数。而最大似然估计,很明显是要最大化这个函数。可以看一下这个函数的图像:
    这里写图片描述
    容易得出,在 θ = 0.7 \theta=0.7 θ=0.7时,似然函数能取到最大值。
    当然实际中我们一般不会画图,而是通过更为简洁的数学手段来处理。
    首先我们取对数似然函数,这样更方便后续的数学运算:
    l n ( f ( X , θ ) ) = l n ( θ 7 ( 1 − θ ) 3 ) = 7 l n ( θ ) + 3 l n ( 1 − θ ) ln(f(X, \theta)) = ln(\theta^7(1-\theta)^3) = 7ln(\theta) + 3ln(1-\theta) ln(f(X,θ))=ln(θ7(1θ)3)=7ln(θ)+3ln(1θ)
    对对数似然函数求导:
    l n ′ ( f ( X , θ ) ) = 7 θ − 3 1 − θ ln'(f(X, \theta)) = \frac{7}{\theta} - \frac{3}{1-\theta} ln(f(X,θ))=θ71θ3
    令导数为0:
    7 ( 1 − θ ) − 3 θ = 0 7(1-\theta) - 3\theta = 0 7(1θ)3θ=0
    最终求得:
    θ = 0.7 \theta = 0.7 θ=0.7

    这样,我们已经完成了对
    的最大似然估计。即,抛10次硬币,发现7次硬币正面向上,最大似然估计认为正面向上的概率是0.7。是不是非常直接,非常简单粗暴?没错,就是这样,谁大像谁!
    说到这里为止,可能很多同学不以为然:你这不坑爹嘛?只要硬币一枚正常硬币,不存在作弊情况,正面朝上的概率必然为0.5么,你这怎么就忽悠我们是0.7呢。OK,如果你这么想,恭喜你,那你就天然包含了贝叶斯学派的思想!我们所谓的正常硬币向上的概率为0.5,就是贝叶斯里的先验概率。

    5.最大后验估计(maximum a posteriori estimation)

    上面的最大似然估计MLE其实就是求一组能够使似然函数最大的参数,即
    θ ^ M L ( x ) = arg ⁡ max ⁡ θ f ( x ∣ θ )  ⁣ \displaystyle {\hat {\theta }}_{\mathrm {ML} }(x)=\arg \max _{\theta }f(x|\theta )\! θ^ML(x)=argθmaxf(xθ)
    如果我们把问题稍微弄复杂一点,如果这个参数 θ \theta θ有一个先验概率呢?比如上面的例子中,实际生活经验告诉我们,硬币一般都是均匀的,也就是 θ = 0.5 \theta=0.5 θ=0.5的概率最大,那么这个参数该怎么估计?
    这个时候就用到了我们的最大后验概率MAP。MAP的基础是贝叶斯公式:
    p ( θ ∣ x ) = p ( x ∣ θ ) × p ( θ ) P ( x ) p(\theta|x) = \frac{p(x|\theta)\times p(\theta)}{P(x)} p(θx)=P(x)p(xθ)×p(θ)

    其中, p ( x ∣ θ ) p(x|\theta) p(xθ)就是之前讲的似然函数, p ( θ ) p(\theta) p(θ)是先验概率,是指在没有任何实验数据的时候对参数 θ \theta θ的经验判断,对于一个硬币,大概率认为他是正常的,正面的概率为0.5的可能性最大。

    MAP优化的就是一个后验概率,即给定了观测值以后使后验概率最大:
    KaTeX parse error: No such environment: align* at position 7: \begin{̲a̲l̲i̲g̲n̲*̲}̲ {\hat {\theta …

    从上面公式可以看出, p ( x ∣ θ ) p(x|\theta) p(xθ)是似然函数,而 p ( θ ) p(\theta) p(θ)就是先验概率。对其取对数:
    KaTeX parse error: No such environment: align* at position 7: \begin{̲a̲l̲i̲g̲n̲*̲}̲ \arg \max _{\t…

    通过MAP最终的式子不难看出,MAP就是多个作为因子的先验概率 P ( θ ) P(\theta) P(θ)。这个 p ( θ ) p(\theta) p(θ)可以是任何的概率分布,比如高斯分布,比如也可以是 β \beta β分布。比如 β ( 5 , 2 ) \beta(5,2) β(5,2)的概率分布图如下:
    这里写图片描述
    如果将这个概率分布作为 p ( θ ) p(\theta) p(θ),那么我们在还未抛硬币前,便认为 θ \theta θ很可能接近于0.8,而不大可能是个很小的值或是一个很大的值。换言之,我们在抛硬币前,便估计这枚硬币更可能有0.8的概率抛出正面。
    那么问题就来了,为什么我们要用 β \beta β分布来描述先验概率呢?
    首先一点,通过调节 Beta 分布中的a和b,你可以让这个概率分布变成各种你想要的形状!Beta 分布已经很足够表达我们事先对 θ \theta θ的估计了。
    更重要的一点是,如果使用Beta 分布,会让之后的计算更加方便。因为有如下结论:
    p ( θ ) p(\theta) p(θ)是个Beta分布,那么在观测到"X = 抛10次硬币出现7次正面"的事件后, p ( θ ∣ X ) p(\theta|X) p(θX)仍然是个Beta分布,只不过此时概率分布的形状因为有了观测事件而发生了变化!此时有
    p ( θ ∣ X ) = B e t a ( θ ∣ a + 3 , b + 2 ) p(\theta|X) = Beta(\theta|a+3, b+2) p(θX)=Beta(θa+3,b+2)
    换句话说,数据观测前后,对 θ \theta θ的估计的概率分布均为 Beta 分布,这就是为什么使用 Beta 分布方便我们计算的原因。当我们得知 p ( θ ∣ X ) = B e t a ( θ ∣ a + 3 , b + 2 ) p(\theta|X) = Beta(\theta|a+3, b+2) p(θX)=Beta(θa+3,b+2)后,只要根据 Beta 分布的特性,得出 θ \theta θ最有可能等于多少了。即 θ \theta θ等于多少时,观测后得到的 Beta 分布有最大的概率密度)。
    到此为止,我们可以得到“共轭性”的真正含义了!后验概率分布(正⽐于先验和似然函数的乘积)拥有与先验分布相同的函数形式。这个性质被叫做共轭性(Conjugacy)。共轭先验(conjugate prior)有着很重要的作⽤。它使得后验概率分布的函数形式与先验概率相同,因此使得贝叶斯分析得到了极⼤的简化。例如,二项分布的参数之共轭先验就是我们前面介绍的 Beta 分布。多项式分布的参数之共轭先验则是 Dirichlet 分布,⽽⾼斯分布的均值之共轭先验是另⼀个⾼斯分布。
    总的来说,对于给定的概率分布 p ( X ∣ θ ) p(X|\theta) p(Xθ),我们可以寻求一个与该似然函数 p ( X ∣ θ ) p(X|\theta) p(Xθ)共轭的先验分布 p ( θ ) p(\theta) p(θ),如此一来后验分布 p ( θ ∣ X ) p(\theta|X) p(θX)就会同先验分布具有相同的函数形式。而且对于任何指数族成员来说,都存在有一个共轭先验。

    6.贝叶斯估计

    贝叶斯估计是在MAP上做进一步拓展,此时不直接估计参数的值,而是允许参数服从一定概率分布。回忆下贝叶斯公式:
    p ( θ ∣ x ) = p ( x ∣ θ ) × p ( θ ) P ( x ) p(\theta|x) = \frac{p(x|\theta)\times p(\theta)}{P(x)} p(θx)=P(x)p(xθ)×p(θ)
    现在我们不要求后验概率最大,这个时候就需要求 p ( X ) p(X) p(X),即观察到的X的概率。一般来说,用全概率公式可以求 p ( X ) p(X) p(X)
    p ( X ) = ∫ p ( X ∣ θ ) p ( θ ) d θ p(X) = \int p(X | \theta)p(\theta)d\theta p(X)=p(Xθ)p(θ)dθ

    那么如何用贝叶斯估计来预测呢?如果我们想求一个值 x’ 的概率,可以用下面的方法
    这里写图片描述

    7.什么时候 MAP 估计与最大似然估计相等?

    当先验分布均匀之时,MAP 估计与 MLE 相等。直观讲,它表征了最有可能值的任何先验知识的匮乏。在这一情况中,所有权重分配到似然函数,因此当我们把先验与似然相乘,由此得到的后验极其类似于似然。因此,最大似然方法可被看作一种特殊的 MAP。

    如果先验认为这个硬币是概率是均匀分布的,被称为无信息先验( non-informative prior ),通俗的说就是“让数据自己说话”,此时贝叶斯方法等同于频率方法。
    随着数据的增加,先验的作用越来越弱,数据的作用越来越强,参数的分布会向着最大似然估计靠拢。而且可以证明,最大后验估计的结果是先验和最大似然估计的凸组合。

    参考文献:

    1.https://blog.csdn.net/baimafujinji/article/details/51374202
    2.https://blog.csdn.net/yt71656/article/details/42585873
    3.https://www.jiqizhixin.com/articles/2018-01-09-6
    4.https://zh.wikipedia.org/zh-hans/二項分佈
    5.https://zh.wikipedia.org/wiki/伯努利分布
    6.Pattern Recognition And Machine Learning

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  • 前仿仿与形式验证

    千次阅读 2020-01-09 20:54:10
    Modelsim仿真方法 前仿真和仿真的区别 一定要看!!!! https://www.cr173.com/html/46179_1.html 前仿针对RTL的功能验证, 仿针对是综合(加入了约束,单元延时等信息)的网标文件, 形式验证,...
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  • Bartlett球形检验

    千次阅读 2019-08-29 15:55:53
    在因子分析中,若拒绝原假设,则说明可以做因子分析,若不拒绝原假设,则说明这些变量可能独立提供一些信息,不适合做因子分析。 二、因子分析过程 因子分析前,首先进行KMO检验和巴特利球体检验。KMO检验用于检查...
  • 贝叶斯公式(先验/后验概率)

    千次阅读 2018-07-11 20:58:33
     以前在许学习贝叶斯方法的时候一直不得要领,什么先验概率,什么后验概率,完全是跟想象脱节的东西,今天在听喜马拉雅的音频的时候突然领悟到,贝叶斯老人家当时想到这么一种理论前提可能也是基于一种人的直觉. ...
  • 快手火爆背后的算法逻辑分析

    千次阅读 2019-03-22 09:20:48
    营销技巧之快手火爆背后的算法逻辑分析。作为最早一批拿到短视频船票的产品,快手从默默无闻到饱受诟病,再到如今短视频社交领域的头牌,其背后一直有一套算法作支撑,本文将带你更深入的了解这套算法,了解快手火爆...
  • 无交互作用的双因素方差分析

    千次阅读 2017-07-26 00:04:00
    其他做法和统计决策都与单因素方法分析类似,就不做详细说明了 参考《统计学》第六版 P251 转载于:...

空空如也

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后验分析作用