良性の過適合

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1. 計量経済学・機械学習ゼミ 統計的学習理論 第N回 良性の過適合 AI事業本部 AdEconチーム 加藤真大 1
2. Bartlett. Long, Lugosi, and Tsigler. Benign overfitting in linear regression n 問題意識： • サンプルサイズよりもパラメータの数が多いような，オーバーパラメトライズ された回帰モデルがなぜ予測において良い性能を発揮するのか． • 古典的な学習理論で指摘される予測性能とモデル複雑どのトレードオフ， 深層学習では発生していない？ • むしろモデルを複雑にすればするほど予測性能が上がる？ n 実務には役立たないかもしれない． n 深層学習の理論のホットなトピックを紹介． 概要 2
3. n 結果： • 線形回帰モデルに対して限定して考える． • サンプルサイズよりもパラメータの数が多いような回帰モデルが，どのよう な条件のもとで良い予測性能を持つようになるのかを考えた． • 予測性能が共変量の共分散の固有値によって特徴づけられる． • 共分散の固有値を降順に並べた時に，遅すぎず早すぎない速度で0に収 束する時，良性の過適合が発生する． 概要 3
4. 予測誤差とモデルの複雑さ 4
5. n 良性の過適合（Benign overfitting）： • 深層学習の方法論によって明らかにされた重要な謎の1つ． • サンプルサイズに対してパラメータの数が多い状況でも予測がうまくいく． n 深層ニューラルネットワークは，回帰モデル𝑌! = 𝑓 𝑋! + 𝜀! の誤差項𝜀! の 大きい訓練データに過適合しても，テストデータに対してうまく予測できる． 概要 5
6. n 統計的学習理論における古典的な視点： • 訓練データへの適合性と予測ルールの複雑さの間にトレードオフがある． • モデルの複雑さが，パラメータの数・高次元設定における非ゼロパラメータ の数・最近傍推定器で平均化された近いサンプルの数・再生カーネルヒル ベルト空間における推定値のスケール・カーネル平滑化のバンド幅などで 測定されるかどうかに関わらず，このトレードオフは統計的学習理論にお いて普遍的に存在してきた． • 深層学習では，この種の結果が参考にならない可能性が指摘されている． 古典的な視点 6
7. n 統計学や機械学習の教科書では，すべての学習例に完全にフィットする推 定値は，オーバーフィットの例として紹介されることが多い． n 深層学習手法の成功を科学的に理解するためには，学習データに完全に フィットする予測ルールの性能を理解することが必要である． 古典的な視点 7
8. • リスク𝑅 𝑓 • 経験リスク ) 𝑅 𝑓 • 仮説集合ℋ • （可測な）関数の集合全体ℱ • 𝑓∗ = arg min #∈ℱ 𝑅(𝑓) • 𝑓ℋ ∗ = arg min #∈ℋ 𝑅(𝑓) • 4 𝑓 = arg min #∈ℋ ) 𝑅(𝑓) 古典的な汎化誤差解析の例 8
9. n 関数𝑓の超過リスク𝑅 𝑓∗ − 𝑅(𝑓) n 学習されたモデル 4 𝑓の超過リスクの分解 𝑅 4 𝑓 − 𝑅 𝑓∗ = 𝑅 4 𝑓 − 𝑅 𝑓ℋ ∗ + 𝑅 𝑓ℋ ∗ − 𝑅 𝑓∗ . • 𝑅 4 𝑓 − 𝑅 𝑓ℋ ∗ ：推定誤差 • 𝑅 𝑓ℋ ∗ − 𝑅 𝑓∗ ：近似誤差（モデルの語特定に由来する） n 推定誤差を抑える． 𝑅 4 𝑓 − 𝑅 𝑓ℋ ∗ ≤ ) 𝑅 𝑓ℋ ∗ − ) 𝑅 4 𝑓 + 𝑅 4 𝑓 − 𝑅 𝑓ℋ ∗ ≤ 2 sup #∈ℋ |𝑅 𝑓 − ) 𝑅 𝑓 | • sup #∈ℋ |𝑅 𝑓 − ) 𝑅 𝑓 |はモデルの集合ℋが複雑になるほど大きくなる． • モデルが複雑になるほどバウンドがゆるくなるが，深層学習は逆． 古典的な汎化誤差解析の例 9
10. 線形回帰モデルにおける 良性の過適合 10
11. n Benign overfittingの論文では，最も単純な設定である線形回帰を考える． n 線形回帰：二次損失と線形予測ルール． n 無限次元の空間（分離可能なヒルベルト空間）のデータを考える． n パラメータ空間の次元は、完全な適合（予測）ができると保証されるほど大 きいことを仮定する． • 特殊なケースとして有限次元の部分空間にも結果が適用される． n 期待二次損失を最小にする理想的なパラメータ（回帰モデルの真値，サン プルが無限に与えられた時の最小二乗解）を𝜃∗とする． n オーバーパラメトライズしてデータに過適合させるとき，𝜃∗のもとでの予測 精度に近づけるのはいつなのかを考える． 線形回帰モデルにおける過適合 11
12. n ヒルベルト空間ℍにおける線形回帰モデルは共変量ベクトル𝑥 ∈ ℍと出力 𝑦 ∈ ℝによって定義される．ここで， 定義１．共分散オペレータΣ = 𝔼 𝑥𝑥' と， 定義２．𝔼 𝑦 − 𝑥'𝜃∗ ( = min ) 𝔼 𝑦 − 𝑥'𝜃 ( を満たすように，最適パラメータ ベクトル𝜃∗ ∈ ℍを定義する． 定義１：線形回帰 12
13. n 以下を仮定する： 仮定１．𝑥と𝑦の平均はゼロ； 仮定２．𝑥 = 𝑉Λ*/(𝑧．ここで， 𝑉ΛはΣ = 𝑉Λ𝑉'はΣの特異値分解から与えられ る．𝑧は，正の定数𝜎, (と任意の𝜆 ∈ ℝに対して， 𝔼 exp 𝜆'𝑧 ≤ exp(𝜎, ( 𝜆 (/2) を満たす． ⋅ はヒルベルト空間ℍ上のノルム． 仮定３．誤差項の条件付き分散は正の定数𝜎(によって， 𝔼 𝑦 − 𝑥'𝜃∗ ( 𝑥] ≥ 𝜎( として下から抑えられる． 定義１：線形回帰 13
14. 仮定４．𝑦 − 𝑥'𝜃∗は，正の定数𝜎- (と任意の𝜆 ∈ ℝに対し，𝑥で条件づけたとき， 𝔼 exp 𝜆'(𝑦 − 𝑥'𝜃∗) | 𝑥 ≤ exp(𝜎- (𝜆(/2) を満たす． 仮定５．ほとんど確実に，データ𝑋から，Σの任意の固有値に対して直交する空 間への射影は，次元𝑛の空間を張る． 定義１：線形回帰 14
15. n サンプルサイズよりもパラメータの数が多い場合を考える． → 解が複数存在する可能性がある． n 解を定めるため，学習サンプルに対して完全な予測を与える全てのベクト ルの中で，最小のノルムを持つパラメータ・ベクトル 4 𝜃を選択する． • これは，正規方程式を解くために擬似逆行列を使用することに対応する． オーバーパラメトライズの問題 15
16. n ユーリッドノルムとヒルベルト空間のノルムをともに ⋅ であらわす． n データ𝑋 ∈ ℍ.と𝑦 ∈ ℝ.を所与として，最小ノルム推定量 4 𝜃は min )∈ℍ 𝜃 ( such that 𝑋𝜃 − 𝑦 ( = min 0 𝑋𝛽 − 𝑦 ( の解として定義される．この解は， 4 𝜃 = arg min ) 𝜃 (: 𝑋'𝑋𝜃 = 𝑋'𝑦 = 𝑋'𝑋 1 𝑋'𝑦 = 𝑋' 𝑋'𝑋 1𝑦 となる．ここで， 𝑋'𝑋 1は有界な線形作用素の擬似逆行列である． 定義２：最小ノルム推定量 16
17. 超過リスクの解析 17
18. • Σの固有値を𝜇* Σ ≥ 𝜇( Σ ≥ ⋯と降順で表記する． • Σの作用素ノルムを Σ と表記する． • ℍ上の恒等作用素を𝐼と表記する． • 𝑛×𝑛の単位行列を𝐼. と表記する． 表記 18
19. n 予測性能の解析のために超過リスクを定義する． n iidな訓練サンプル 𝑥*, 𝑦* , … , 𝑥., 𝑦. とパラメータ𝜃 ∈ ℍの推定値 を所与として，線形回帰モデルにおける超過リスク（excess risk）は 𝑅 𝜃 ≔ 𝔼,,- 𝑌! − 𝑋! '𝜃 ( − 𝑌! − 𝑋! '𝜃∗ ( として定義される． n 𝜃に最小ノルム推定量を用いる場合の，𝑅(𝜃)の下限と上限を求める． 超過リスク 19
20. n Σ = 𝔼[𝑥𝑥'] の固有値の観点から定義される共分散の有効ランクを用いる． n Σの固有値を𝜇* Σ ≥ 𝜇( Σ ≥ ⋯と降順で表記する． n 𝜆! = 𝜇! Σ (𝑖 = 1,2, … )を定義する． n 𝑘 ≥ 0に対して，∑!3* 4 𝜆! < ∞かつ𝜆56* > 0であるとき， 𝑟5 Σ = ∑!75 𝜆! 𝜆56* , 𝑅5 Σ = ∑!75 𝜆! ( ∑!75 𝜆! ( を定義する． 定義３：有効ランク 20
21. n 任意の𝜎, に対して，以下が成立するような𝑏, 𝑐, 𝑐* > 0が存在する． n 定義１の線形回帰モデルを考える．ここで， 𝑘∗ = min{𝑘 ≥ 0: 𝑟5 Σ ≥ 𝑏𝑛} を定義する．空集合のミニマムは∞とする． n 𝛿 < 1でlog * 8 < 𝑛/𝑐であるとする．𝑘∗ ≥ 𝑛/𝑐* であるならば，𝔼 𝑅 4 𝜃 ≥ 𝜎(/𝑐である． 定理１ 21
22. n さもなければ，少なくとも確率1 − 𝛿で， 𝑅 4 𝜃 ≤ 𝑐 𝜃∗ ( Σ max 𝑟9 Σ 𝑛 , 𝑟9 Σ 𝑛 , log 1 𝛿 𝑛 +𝑐 log 1 𝛿 𝜎- ( 𝑘∗ 𝑛 + 𝑛 𝑅5∗ Σ であり， 𝔼 𝑅 4 𝜃 ≥ 𝜎( 𝑐 𝑘∗ 𝑛 + 𝑛 𝑅5∗ Σ である． 定理１ 22
23. n さらに，以下を満たすような定数𝑎*, 𝑎(, 𝑛9 が存在する． n 全ての𝑛 ≥ 𝑛9 と，すべての𝑡 ≥ 0に対して，以下を満たす 𝜃∗ = 𝑡である𝜃∗ が存在する． n 𝑥 ∼ 𝒩(0, Σ)と𝑦|𝑥 ∼ 𝒩(𝑥'𝜃∗, 𝜃∗ ( Σ )に対し，少なくとも1/4の確率で， 𝑅 4 𝜃 ≥ 1 𝑎* 𝜃∗ (1 𝑟9 Σ 𝑛 log 1 + 𝑟9 Σ ≥ 𝑎( . ここで， Σ はΣの作用素ノルム． 定理１ 23
24. n 上限： 少なくとも確率1 − 𝛿で， 𝑅 𝜃 ≤ 𝑐 𝜃∗ " Σ max 𝑟# Σ 𝑛 , 𝑟# Σ 𝑛 , log 1 𝛿 𝑛 + 𝑐 log 1 𝛿 𝜎$ " 𝑘∗ 𝑛 + 𝑛 𝑅%∗ Σ • バイアス項： 𝜃∗ " Σ max &" ' ( , &" ' ( , )*+ # $ ( • 分散項： 𝑐 log , - 𝜎$ " %∗ ( + ( .%∗ ' n 下限： 𝔼 𝑅 5 𝜃 ≥ 𝜎" 𝑐 𝑘∗ 𝑛 + 𝑛 𝑅%∗ Σ 定理１のまとめ 24
25. n 定理１で示された上限について考える． 𝑅 𝜃 ≤ 𝑐 𝜃∗ " Σ max 𝑟# Σ 𝑛 , 𝑟# Σ 𝑛 , log 1 𝛿 𝑛 + 𝑐 log 1 𝛿 𝜎$ " 𝑘∗ 𝑛 + 𝑛 𝑅%∗ Σ n １つ目の項： • 問題の規模（Σの固有値の総和𝑟9 Σ ）がサンプルサイズ𝑛に比べて小さい 場合，𝜃∗から来ると見なせる 4 𝜃への寄与はあまり歪まないというもの． n ２つ目の項： • ラベルのノイズ𝜎- (が予測精度に与える影響を反映するもの • この有効ランクが大きいという必要十分条件は，有意なオーバーパラメタリ ゼーションの特性とみなすことができる． 定理１の解釈 25
26. n 定理１の， 𝑅 𝜃 ≤ 𝑐 𝜃∗ " Σ max 𝑟# Σ 𝑛 , 𝑟# Σ 𝑛 , log 1 𝛿 𝑛 + 𝑐 log 1 𝛿 𝜎$ " 𝑘∗ 𝑛 + 𝑛 𝑅%∗ Σ は，最小ノルム推定量が最適に近い予測精度を持つためには， 1. 𝑟9(Σ)はサンプルサイズ𝑛と比べて小さくなるべきである； 2. 𝑅5∗(Σ)はサンプルサイズ𝑛と比べて大きくなるべきである； ことを示している． n この結果は，良性の過適合に対する以下の定義を導く． 定理１の解釈 26
27. n Σ. = 1であるような共分散の系列(Σ.)は， lim .→4 𝑟9(Σ.) 𝑛 = lim .→4 𝑘. ∗ 𝑛 = lim .→4 𝑛 𝑅5/ ∗ (Σ.) = 0 であるときに良性である． 定義 27
28. 例：良性の過適合のための条件 28
29. n 結果１（無限次元の例）：固有値に対して， 𝜇5(Σ) = 𝑘;< ln;0 𝑘 + 1 𝑒 2 を仮定する．このとき，Σは良性である if and only if 𝛼 = 1かつ𝛽 > 1． 定理２（固有値に対する２つの例） 29
30. n 結果２（有限次元の例）： • 固有値に対して， 𝜇5 Σ. = t 𝛾5 𝑖𝑓 𝑘 ≤ 𝑝. 0 𝑜𝑡ℎ𝑒𝑟𝑤𝑖𝑠𝑒 ; • 𝛾5 = Θ(exp(−𝑘/𝜏)) であるならば， Σ. = 1であるようなΣ= は良性である if and only if 𝑝. = 𝜔(𝑛) かつ𝑛 exp(−𝑜(𝑛)) = 𝜖.𝑝. = 𝑜(𝑛)． n さらに，𝑝. = Ω(𝑛)かつ𝜖.𝑝. = 𝑛 exp(−𝑜(𝑛))に対して， 𝑅 4 𝜃 = 𝑂 𝜖.𝑝. + 1 𝑛 + ln 𝑛 𝜖.𝑝. 𝑛 + max 1 𝑛 , 𝑛 𝑝. 定理２（固有値に対する２つの例） 30
31. n 結果１：無限次元のデータで共分散が固定されている場合， 共分散の固有値が特定の収束レートで減衰する場合に限り，良性の過適合 が起こることを示している． n 結果２：データが有限次元であり，共分散のノイズが同じ方向である場合に は，結果１の状況に加えて，以下の状況でも良性の過適合がおこる． • 共分散の固有値が， 1. 次元がサンプルサイズに比べて大きく， 2. 共分散の等方性成分がサンプルサイズに比べて十分に小さい（指数関数 的に小さくはない）； 場合には良性の過適合が起こる． 定理２の解釈 31
32. n つまり，良好な過適合を可能にする固有値のパターンを調べると，「次元は 大きいがたかだか有限の場合」に興味深い役割があることがわかる． ↔ 無限次元の場合には，良好なオーバーフィッティングは，固有値の減衰率 が狭い範囲でしか起こらない． • 一方，サンプルサイズよりも，速く増大する次元を持つ有限次元の空間で は，より広い範囲で減衰する固有値列で良性の過適合は発生する． n このように，線形回帰では， • 無限次元の空間にあるデータでは良性の過適合は難しいが， • 大きくても有限次元の空間にあるデータでは，より広い共分散の特性のも とで良性の過適合が起こる． 定理２の解釈 32
33. n これらの例は，超過リスク 𝑅 𝜃 ≤ 𝑐 𝜃∗ " Σ max 𝒓𝟎 𝜮 𝒏 , 𝒓𝟎 𝜮 𝒏 , log 1 𝛿 𝑛 + 𝑐 log 1 𝛿 𝜎$ " 𝒌∗ 𝒏 + 𝒏 𝑹𝒌∗ 𝜮 において， • 5 . + . >2 を小さくするために必要な固有値の減衰と， • ?3 @ . を小さくするために必要な固有値の減衰 の間の緊張関係を示している． n 補題１：𝑟5 Σ ≥ 1，𝑟5 ( Σ = 𝑟5 Σ( 𝑅5(Σ)，かつ， 𝑟5 Σ( ≤ 𝑟5 Σ ≤ 𝑅5 Σ ≤ 𝑟5 ((Σ) 定理２の解釈 33