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Metropolis-Hastings-Algorithmus

1970
  • Nicholas Metropolis
  • Arianna W. Rosenbluth
  • Marshall N. Rosenbluth
  • Augusta H. Teller
  • Edward Teller
  • W. Keith Hastings
Statistiker, der den Metropolis-Hastings-Algorithmus in einem modernen Forschungslabor anwendet.

(Abbildung dient nur zur Veranschaulichung)

Der Metropolis-Hastings-Algorithmus ist ein prominenter MCMC Verfahren Das Verfahren dient dazu, eine Folge von Zufallsstichproben aus einer Wahrscheinlichkeitsverteilung zu gewinnen, für die eine direkte Stichprobenziehung schwierig ist. In jeder Iteration wird basierend auf der aktuellen Stichprobe ein Kandidat für die nächste Stichprobe generiert. Dieser Kandidat wird dann mit einer bestimmten Wahrscheinlichkeit akzeptiert oder verworfen, wodurch sichergestellt wird, dass die resultierende Kette gegen die gewünschte Verteilung konvergiert.

The algorithm works by constructing a Markov chain whose stationary distribution is the target distribution [latex]P(x)[/latex]. Let the current state be [latex]x_t[/latex]. First, a candidate state [latex]x'[/latex] is generated from a proposal distribution [latex]Q(x’|x_t)[/latex], which can be any distribution that is easy to sample from (e.g., a Gaussian centered at [latex]x_t[/latex]). Second, an acceptance probability [latex]\alpha(x’, x_t)[/latex] is calculated: [latex]\alpha(x’, x_t) = \min\left(1, \frac{P(x’)Q(x_t|x’)}{P(x_t)Q(x’|x_t)}\right)[/latex]. A random number [latex]u[/latex] is drawn from a uniform distribution on [latex][0, 1][/latex]. If [latex]u \le \alpha[/latex], the candidate is accepted, and the next state is set to [latex]x_{t+1} = x'[/latex]. Otherwise, the candidate is rejected, and the chain remains at the current state, [latex]x_{t+1} = x_t[/latex].

Die Genialität dieses Akzeptanzverhältnisses liegt darin, dass es lediglich die Kenntnis von [latex]P(x)[/latex] bis auf eine Proportionalitätskonstante erfordert, da sich jede Normierungskonstante im Bruch [latex]frac{P(x’)}{P(x_t)}[/latex] aufhebt. Dies ist in der Bayes'schen Statistik von entscheidender Bedeutung, da die A-posteriori-Verteilung oft nur bis auf die schwer zu berechnende Randwahrscheinlichkeit bekannt ist. Der ursprüngliche Metropolis-Algorithmus (1953) ist ein Spezialfall, in dem die Vorschlagsverteilung [latex]Q[/latex] symmetrisch ist, d. h. [latex]Q(x’|x_t) = Q(x_t|x’)[/latex], wodurch sich die Akzeptanzwahrscheinlichkeit zu [latex]minleft(1, frac{P(x’)}{P(x_t)}right)[/latex] vereinfacht. Hastings’ Die Verallgemeinerung von 1970 erlaubte asymmetrische Vorschlagsverteilungen und erweiterte damit die Anwendbarkeit und Effizienz des Algorithmus erheblich.

UNESCO Nomenclature: 1209
- Statistik

Typ

Software/Algorithmus

Störung

Wesentliche

Verwendung

Weitverbreitete Verwendung

Vorläufer

  • Metropolis-Algorithmus (1953)
  • Theorie des detaillierten Gleichgewichts in Markov-Ketten
  • Monte-Carlo-Integration
  • Bayes'sche Wahrscheinlichkeitstheorie

Anwendungen

  • Simulation der Boltzmann-Verteilung in der statistischen Mechanik
  • Bayes'sche Inferenz im maschinellen Lernen
  • Lösung komplexer Optimierungsprobleme mittels simulierter Abkühlung
  • Computergestützte Finanzmathematik für die Risikomodellierung
  • Signalverarbeitung und Bildrekonstruktion

Patente:

NA

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Verwandt mit: Metropolis-Hastings, MCMC, Bayes'sche Statistik, Akzeptanz-Ablehnung, Vorschlagsverteilung, stationäre Verteilung, Markov-Kette, Stichprobenverfahren, statistische Mechanik, simuliertes Ausglühen.

Historischer Kontext

Metropolis-Hastings-Algorithmus

1960
1967
1967
1970
1970
1970
1970-01-01
1960
1960
1967
1970
1970
1970
1970
1973

(wenn das Datum unbekannt oder nicht relevant ist, z. B. „Strömungsmechanik“, wird eine gerundete Schätzung seines bemerkenswerten Auftretens bereitgestellt)

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