25 May

从重参数的角度看离散概率分布的构建

一般来说,神经网络的输出都是无约束的,也就是值域为$\mathbb{R}$,而为了得到有约束的输出,通常是采用加激活函数的方式。例如,如果我们想要输出一个概率分布来代表每个类别的概率,那么通常在最后加上Softmax作为激活函数。那么一个紧接着的疑问就是:除了Softmax,还有什么别的操作能生成一个概率分布吗?

《漫谈重参数:从正态分布到Gumbel Softmax》中,我们介绍了Softmax的重参数操作,本文将这个过程反过来,即先定义重参数操作,然后去反推对应的概率分布,从而得到一个理解概率分布构建的新视角。

问题定义

假设模型的输出向量为$\boldsymbol{\mu}=[\mu_1,\cdots,\mu_n]\in\mathbb{R}^n$,不失一般性,这里假设$\mu_i$两两不等。我们希望通过某个变换$\mathcal{T}$将$\boldsymbol{\mu}$转换为$n$元概率分布$\boldsymbol{p}=[p_1,\cdots,p_n]$,并保持一定的性质。比如,最基本的要求是:
\begin{equation}{\color{red}1.}\,p_i\geq 0 \qquad {\color{red}2.}\,\sum_i p_i = 1 \qquad {\color{red}3.}\,p_i \geq p_j \Leftrightarrow \mu_i \geq \mu_j\end{equation}

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24 Dec

概率分布的熵归一化(Entropy Normalization)

在上一篇文章《从熵不变性看Attention的Scale操作》中,我们从熵不变性的角度推导了一个新的Attention Scale,并且实验显示具有熵不变性的新Scale确实能使得Attention的外推性能更好。这时候笔者就有一个很自然的疑问:

有没有类似L2 Normalization之类的操作,可以直接对概率分布进行变换,使得保持原始分布主要特性的同时,让它的熵为指定值?

笔者带着疑问搜索了一番,发现没有类似的研究,于是自己尝试推导了一下,算是得到了一个基本满意的结果,暂称为“熵归一化(Entropy Normalization)”,记录在此,供有需要的读者参考。

幂次变换

首先,假设$n$元分布$(p_1,p_2,\cdots,p_n)$,它的熵定义为
\begin{equation}\mathcal{H} = -\sum_i p_i \log p_i = \mathbb{E}[-\log p_i]\end{equation}

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21 Dec

从熵不变性看Attention的Scale操作

当前Transformer架构用的最多的注意力机制,全称为“Scaled Dot-Product Attention”,其中“Scaled”是因为在$Q,K$转置相乘之后还要除以一个$\sqrt{d}$再做Softmax(下面均不失一般性地假设$Q,K,V\in\mathbb{R}^{n\times d}$):
\begin{equation}Attention(Q,K,V) = softmax\left(\frac{QK^{\top}}{\sqrt{d}}\right)V\label{eq:std}\end{equation}

《浅谈Transformer的初始化、参数化与标准化》中,我们已经初步解释了除以$\sqrt{d}$的缘由。而在这篇文章中,笔者将从“熵不变性”的角度来理解这个缩放操作,并且得到一个新的缩放因子。在MLM的实验显示,新的缩放因子具有更好的长度外推性能

熵不变性

我们将一般的Scaled Dot-Product Attention改写成
\begin{equation}\boldsymbol{o}_i = \sum_{j=1}^n a_{i,j}\boldsymbol{v}_j,\quad a_{i,j}=\frac{e^{\lambda \boldsymbol{q}_i\cdot \boldsymbol{k}_j}}{\sum\limits_{j=1}^n e^{\lambda \boldsymbol{q}_i\cdot \boldsymbol{k}_j}}\end{equation}
其中$\lambda$是缩放因子,它跟$\boldsymbol{q}_i,\boldsymbol{k}_j$无关,但原则上可以跟长度$n$、维度$d$等参数有关,目前主流的就是$\lambda=1/\sqrt{d}$。

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9 Dec

变分自编码器(八):估计样本概率密度

在本系列的前面几篇文章中,我们已经从多个角度来理解了VAE,一般来说,用VAE是为了得到一个生成模型,或者是做更好的编码模型,这都是VAE的常规用途。但除了这些常规应用外,还有一些“小众需求”,比如用来估计$x$的概率密度,这在做压缩的时候通常会用到。

本文就从估计概率密度的角度来了解和推导一下VAE模型。

两个问题

所谓估计概率密度,就是在已知样本$x_1,x_2,\cdots,x_N\sim \tilde{p}(x)$的情况下,用一个待定的概率密度簇$q_{\theta}(x)$去拟合这批样本,拟合的目标一般是最小化负对数似然:
\begin{equation}\mathbb{E}_{x\sim \tilde{p}(x)}[-\log q_{\theta}(x)] = -\frac{1}{N}\sum_{i=1}^N \log q_{\theta}(x_i)\label{eq:mle}\end{equation}

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29 Nov

Dropout视角下的MLM和MAE:一些新的启发

大家都知道,BERT的MLM(Masked Language Model)任务在预训练和微调时的不一致,也就是预训练出现了[MASK]而下游任务微调时没有[MASK],是经常被吐槽的问题,很多工作都认为这是影响BERT微调性能的重要原因,并针对性地提出了很多改进,如XL-NETELECTRAMacBERT等。本文我们将从Dropout的角度来分析MLM的这种不一致性,并且提出一种简单的操作来修正这种不一致性。

同样的分析还可以用于何凯明最近提出的比较热门的MAE(Masked Autoencoder)模型,结果是MAE相比MLM确实具有更好的一致性,由此我们可以引出一种可以能加快训练速度的正则化手段。

Dropout

首先,我们重温一下Dropout。从数学上来看,Dropout是通过伯努利分布来为模型引入随机噪声的操作,所以我们也简单复习一下伯努利分布。

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22 Oct

CAN:借助先验分布提升分类性能的简单后处理技巧

顾名思义,本文将会介绍一种用于分类问题的后处理技巧——CAN(Classification with Alternating Normalization),出自论文《When in Doubt: Improving Classification Performance with Alternating Normalization》。经过笔者的实测,CAN确实多数情况下能提升多分类问题的效果,而且几乎没有增加预测成本,因为它仅仅是对预测结果的简单重新归一化操作。

有趣的是,其实CAN的思想是非常朴素的,朴素到每个人在生活中都应该用过同样的思想。然而,CAN的论文却没有很好地说清楚这个思想,只是纯粹形式化地介绍和实验这个方法。本文的分享中,将会尽量将算法思想介绍清楚。

思想例子

假设有一个二分类问题,模型对于输入$a$给出的预测结果是$p^{(a)} = [0.05, 0.95]$,那么我们就可以给出预测类别为$1$;接下来,对于输入$b$,模型给出的预测结果是$p^{(b)}=[0.5,0.5]$,这时候处于最不确定的状态,我们也不知道输出哪个类别好。

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22 Jul

概率视角下的线性模型:逻辑回归有解析解吗?

我们知道,线性回归是比较简单的问题,它存在解析解,而它的变体逻辑回归(Logistic Regression)却没有解析解,这不能不说是一个遗憾。因为逻辑回归虽然也叫“回归”,但它实际上是用于分类问题的,而对于很多读者来说分类比回归更加常见。准确来说,我们说逻辑回归没有解析解,说的是“最大似然估计下逻辑回归没有解析解”。那么,这是否意味着,如果我们不用最大似然估计,是否能找到一个可用的解析解呢?

逻辑回归示意图

逻辑回归示意图

本文将会从非最大似然的角度,推导逻辑回归的一个解析解,简单的实验表明它效果不逊色于梯度下降求出来的最大似然解。此外,这个解析解还易于推广到单层Softmax多分类模型。

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8 Jul

两个多元正态分布的KL散度、巴氏距离和W距离

正态分布是最常见的连续型概率分布之一。它是给定均值和协方差后的最大熵分布(参考《“熵”不起:从熵、最大熵原理到最大熵模型(二)》),也可以看作任意连续型分布的二阶近似,它的地位就相当于一般函数的线性近似。从这个角度来看,正态分布算得上是最简单的连续型分布了。也正因为简单,所以对于很多估计量来说,它都能写出解析解来。

本文主要来计算两个多元正态分布的几种度量,包括KL散度、巴氏距离和W距离,它们都有显式解析解。

正态分布

这里简单回顾一下正态分布的一些基础知识。注意,仅仅是回顾,这还不足以作为正态分布的入门教程。

概率密度

正态分布,也即高斯分布,是定义在$\mathbb{R}^n$上的连续型概率分布,其概率密度函数为
\begin{equation}p(\boldsymbol{x})=\frac{1}{\sqrt{(2\pi)^n \det(\boldsymbol{\Sigma})}}\exp\left\{-\frac{1}{2}(\boldsymbol{x}-\boldsymbol{\mu})^{\top}\boldsymbol{\Sigma}^{-1}(\boldsymbol{x}-\boldsymbol{\mu})\right\}\end{equation}

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