估计理论

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估计理论

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估计理论是统计学和信号处理中的一个分支，主要是通过测量或经验数据来估计概率分布参数的数值。这些参数描述了实质情况或实际对象，它们能够回答估计函数提出的问题。

例如，估计投票人总体中，给特定候选人投票的人的比例。这个比例是一个不可观测的参数，因为投票人总体很大；估计值建立在投票者的一个小的随机采样上。

又如，雷达的目的是物体（飞机、船等）的定位。这种定位是通过分析收到的回声（回波）来实现的，定位提出的问题是“飞机在哪里？”为了回答这个问题，必须估计飞机到雷达之间的距离。如果雷达的绝对位置是已知的，那么飞机的绝对位置也是可以确定的。

在估计理论中，通常假定信息隐藏在包含噪声的信号中。噪声增加了不确定性，如果没有不确定性，那么也就没有必要估计了。

有非常多的领域使用参数估计理论。这些领域包括（当然不局限于以下列出的领域）:

使用估计理论的领域

测量参数包含噪声或者其他不确定性。通过统计概率，可以求得最优化的解，用来从数据中提取尽可能多的信息。

[编辑]估计过程

估计理论的全部目的都是获取一个估计函数，最好是一个可以实现的估计函数。估计函数输入测量数据，输出相应参数的估计。

我们通常希望估计函数能最优，一个最优的估计意味着所有的信息都被提取出来了；如果还有还有信息没有提取出来，那就意味着它不是最优的。

一般来说，求估计函数需要三步：

  • 为了实现一个预测单个或者多个参数的所期望的估计器，首先需要确定系统的模型。这个模型需要将需要建模的过程以及不确定性和和噪声融合到一起，这个模型将描述参数应用领域的物理场景。
  • 在确定模型之后，需要确定估计器的限制条件。这些限制条件可以通过如Cramér-Rao不等式这样的方法找到。
  • 下一步，需要开发一个估计器或者应用一个已知的对于模型有效的估计器。这个估计器需要根据限制条件进行测试以确定它是否是最优估计器，如果是的话，它就是最好的估计器。
  • 最后，在估计器上运行试验或者仿真以测试性能。

当实现一个估计器之后，实际的数据有可能证明推导出估计器的模型是不正确的，这样的话就需要重复上面的过程重新寻找估计器。不能实现的估计器需要抛弃，然后开始一个新的过程。总的来说，估计器根据实际测量的数据预测物理模型的参数。

[编辑]基础

为了建立一个模型，需要知道几项统计“因素”。为了保证预测在数学上是可以追踪的而不是仅仅基于“内心感受”来说这是必需的。

第一个是从大小为 N 的随机矢量中取出的统计采样，将它们放到一个矢量中，

\mathbf{x} = \begin{bmatrix} x[0] \\ x[1] \\ \vdots \\ x[N-1] \end{bmatrix}.

第二，有相应的 M 参数

\mathbf{\theta} = \begin{bmatrix} \theta_1 \\ \theta_2 \\ \vdots \\ \theta_M \end{bmatrix},

它需要根据概率密度函数（pdf）或者概率聚集函数（:en:probability mass function）（pmf）建立

p(\mathbf{x} | \mathbf{\theta}).

参数本身还可能有一个概率分布（Bayesian statistics），需要定义epistemic probability

\pi( \mathbf{\theta}).

模型形成之后的目标就是预测参数，通常表示为 \hat{\mathbf{\theta}}，其中“hat”表示预测值。

一个普通的估计器是最小均方误差（MMSE）估计器，它利用了参数估计值与实际值之间的误差

\mathbf{e} = \hat{\mathbf{\theta}} - \mathbf{\theta}

作为优化的基础。在最小均方误差估计器中误差进行取平方、最小化。

[编辑]估计函数（估计子）

以下是一些相关的估计函数以及相关的主题

[编辑]例子: 高斯白噪声中的直流增益

让我们来看一个接收到的 N 个独立采样点的离散信号 x[n] ， 它由一个直流增益 A 和已知方差为 σ2 （例如，\mathcal{N}(0, \sigma^2)）的叠加白噪声 w[n] 组成。

由于方差已经知道，所以仅有的未知参数就是 A。

于是信号的模型是

x[n] = A + w[n] \quad n=0, 1, \dots, N-1

两个可能的估计器是：

这两个估计器都有一个平均值 A，这可以通过代如每个估计器的期望得到

\mathrm{E}\left[\hat{A}_1\right] = \mathrm{E}\left[ x[0] \right] = A

和

\mathrm{E}\left[ \hat{A}_2 \right] = \mathrm{E}\left[ \frac{1}{N} \sum_{n=0}^{N-1} x[n] \right] = \frac{1}{N} \left[ \sum_{n=0}^{N-1} \mathrm{E}\left[ x[n] \right] \right] = \frac{1}{N} \left[ N A \right] = A

在这一点上，这两个估计器看起来是一样的。但是，当比较方差部分的时候它们之间的不同就很明显了。

\mathrm{var} \left( \hat{A}_1 \right) = \mathrm{var} \left( x[0] \right) = \sigma^2

和

\mathrm{var} \left( \hat{A}_2 \right) = \mathrm{var} \left( \frac{1}{N} \sum_{n=0}^{N-1} x[n] \right) = \frac{1}{N^2} \left[ \sum_{n=0}^{N-1} \mathrm{var} (x[n]) \right] = \frac{1}{N^2} \left[ N \sigma^2 \right] = \frac{\sigma^2}{N}

看起来采样平均是一个更好的估计器，因为方差部分 N \to \infty 趋向于 0。

[编辑]最大似然估计

使用最大似然估计继续上面的例子，噪声在一个采样点 w[n] 的概率密度函数（pdf）是

p(w[n]) = \frac{1}{\sigma \sqrt{2 \pi}} \exp\left(- \frac{1}{2 \sigma^2} w[n]^2 \right)

这样 x[n] 的概率变为（x[n] 可以认为是 \mathcal{N}(A, \sigma^2)）

p(x[n]; A) = \frac{1}{\sigma \sqrt{2 \pi}} \exp\left(- \frac{1}{2 \sigma^2} (x[n] - A)^2 \right)

由于相互独立，\mathbf{x} 的概率变为

p(\mathbf{x}; A) = \prod_{n=0}^{N-1} p(x[n]; A) = \frac{1}{\left(\sigma \sqrt{2\pi}\right)^N} \exp\left(- \frac{1}{2 \sigma^2} \sum_{n=0}^{N-1}(x[n] - A)^2 \right)

概率密度函数取自然对数

\ln p(\mathbf{x}; A) = -N \ln \left(\sigma \sqrt{2\pi}\right) - \frac{1}{2 \sigma^2} \sum_{n=0}^{N-1}(x[n] - A)^2

于是最大似然估计器是

\hat{A} = \arg \max \ln p(\mathbf{x}; A)

对数最大似然函数取一阶 导数

\frac{\partial}{\partial A} \ln p(\mathbf{x}; A) = \frac{1}{\sigma^2} \left[ \sum_{n=0}^{N-1}(x[n] - A) \right] = \frac{1}{\sigma^2} \left[ \sum_{n=0}^{N-1}x[n] - N A \right]

并且将它赋值为0

0 = \frac{1}{\sigma^2} \left[ \sum_{n=0}^{N-1}x[n] - N A \right] = \sum_{n=0}^{N-1}x[n] - N A

这就得到最大似然估计器

\hat{A} = \frac{1}{N} \sum_{n=0}^{N-1}x[n]

它是一个简单的采样平均。

从这个例子中，我们发现对于带有固定未知直流增益的AWGN的 N 个采样点来说采样平均就是最大似然估计器。

[编辑]Cramér-Rao 下限

为了找到采样平均估计器的Cramér-Rao下限（CRLB），需要找到Fisher information数

\mathcal{I}(A) = \mathrm{E} \left( \left[ \frac{\partial}{\partial\theta} \ln p(\mathbf{x}; A) \right]^2 \right) = -\mathrm{E} \left[ \frac{\partial^2}{\partial\theta^2} \ln p(\mathbf{x}; A) \right]

从上面得到

\frac{\partial}{\partial A} \ln p(\mathbf{x}; A) = \frac{1}{\sigma^2} \left[ \sum_{n=0}^{N-1}x[n] - N A \right]

取二阶导数

\frac{\partial^2}{\partial A^2} \ln p(\mathbf{x}; A) = \frac{1}{\sigma^2} (- N) = \frac{-N}{\sigma^2}

发现负的期望值是无关紧要的（trivial），因为它现在是一个确定的常数

-\mathrm{E} \left[ \frac{\partial^2}{\partial A^2} \ln p(\mathbf{x}; A) \right] = \frac{N}{\sigma^2}

最后，将Fisher information代入

\mathrm{var}\left( \hat{A} \right) \geq \frac{1}{\mathcal{I}}

得到

\mathrm{var}\left( \hat{A} \right) \geq \frac{\sigma^2}{N}

将这个值与前面确定的采样平均的变化比较显示对于所有的 N 和 A 来说采样平均都是等于Cramér-Rao下限。

采样平均除了是最大似然估计器之外还是最小变化无偏估计器（MVUE）。

这个直流增益 + WGN 的例子是 Kay 的 统计信号处理基础中一个例子的再现。

[编辑]相关书籍

[编辑]参见

posted @ 2012-01-10 19:46  木lin木  阅读(587)  评论(0)  编辑  收藏  举报