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Mélanges de GLMs et nombre de composantes : application ... - Scor

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Chapitre 4. Sélection <strong>de</strong> mélange <strong>de</strong> <strong>GLMs</strong><br />

adm<strong>et</strong> une représentation sous forme <strong>de</strong> famille exponentielle.<br />

Dans le contexte <strong>de</strong>s mélanges d’inverses gaussiennes, la <strong>de</strong>nsité pour une observation y j<br />

peut s’écrire : ∀ψ G ∈ Ψ G ,<br />

f(y j ; ψ G ) = L(ψ G ; y j ) =<br />

=<br />

=<br />

G∑<br />

π i f IN (y j ; µ i , σi 2 )<br />

i=1<br />

G∑<br />

i=1<br />

G∑<br />

i=1<br />

1<br />

π i √<br />

2πσi 2y3 j<br />

1<br />

π i √<br />

2πσi 2y3 j<br />

(<br />

exp − 1 2<br />

⎛<br />

⎜<br />

exp ⎝− 1 2<br />

(y j − µ i ) 2 )<br />

µ 2 i σ2 i y j<br />

(<br />

y j −<br />

√<br />

1<br />

X j β i<br />

) 2<br />

1<br />

X j β i<br />

σ 2 i y j<br />

⎞<br />

⎟<br />

⎠ ,<br />

où β i = (β i0 , β i1 , ..., β ip ) T <strong>et</strong> X j = (1, X j1 , X j2 , ..., X jp ).<br />

Ainsi, pour une observation :<br />

ln L cc (ψ G ; y j ) = ln L(ψ G ; y j ) +<br />

(<br />

)<br />

G∑ π i f IN (y j ; µ i , σi 2 ∑ )<br />

G<br />

k=1 π k f IN (y j ; µ k , σk 2) ln π i f IN (y j ; µ i , σi 2 ∑ )<br />

G<br />

k=1 π k f IN (y j ; µ k , σk 2) i=1<br />

( G<br />

)<br />

∑<br />

= ln π i f IN (y j ; µ i , σi 2 ) +<br />

i=1<br />

D’où en développant,<br />

⎛<br />

⎜<br />

G∑<br />

ln L cc (ψ G ; y j ) = ln ⎝<br />

G∑<br />

i=1<br />

G∑<br />

k=1<br />

π i<br />

√<br />

2πσ 2 i y3 j<br />

π k<br />

√<br />

2πσ 2 k y3 j<br />

i=1<br />

⎛<br />

⎜<br />

exp ⎝− 1 2<br />

⎛<br />

⎜<br />

exp ⎝− 1 2<br />

π i<br />

√<br />

2πσ 2 i y3 j<br />

(<br />

y j −<br />

√<br />

1<br />

G∑<br />

i=1<br />

⎛<br />

π i f IN (y j ; µ i , σi 2)<br />

ln ⎜<br />

G∑<br />

π k f IN (y j ; µ k , σk 2) ⎝<br />

k=1<br />

⎜<br />

exp ⎝− 1 2<br />

X j β i<br />

) 2<br />

1<br />

X j β i<br />

σi 2y j<br />

( √<br />

y j − 1<br />

⎞<br />

X j β k<br />

) 2<br />

1<br />

X j β k<br />

σ 2 k y j<br />

(<br />

y j −<br />

√<br />

1<br />

X j β i<br />

) 2<br />

1<br />

X j β i<br />

σ 2 i y j<br />

⎛<br />

⎟<br />

⎠<br />

⎞ ln<br />

⎟ ⎜ G∑<br />

⎠ ⎝<br />

k=1<br />

π i<br />

√<br />

2πσ 2 i y3 j<br />

π k<br />

⎞⎞<br />

√<br />

2πσ 2 k y3 j<br />

⎛<br />

⎟⎟<br />

⎠⎠ +<br />

⎞<br />

π i f IN (y j ; µ i , σi 2)<br />

⎟<br />

G∑<br />

π k f IN (y j ; µ k , σk 2) ⎠ .<br />

k=1<br />

⎛<br />

⎜<br />

exp ⎝− 1 2<br />

⎛<br />

⎜<br />

exp ⎝− 1 2<br />

(<br />

y j −<br />

√<br />

1<br />

X j β i<br />

) 2<br />

1<br />

X j β i<br />

σi 2y j<br />

( √<br />

y j − 1<br />

⎞<br />

X j β k<br />

) 2<br />

1<br />

X j β k<br />

σ 2 k y j<br />

En annexe D.5.2, nous détaillons les limites obtenues pour la log-vraisemblance classifiante<br />

conditionnelle lorsque les paramètres <strong>de</strong> la distribution ten<strong>de</strong>nt vers les frontières <strong>de</strong> leur espace<br />

<strong>de</strong> définition. Nous <strong>de</strong>vons finalement éviter :<br />

– σ 2 i → 0 ou σ2 i → +∞ ;<br />

– β i → −∞ ou β i → +∞.<br />

Ces limites définissent les contraintes à satisfaire pour que l’estimateur ML cc E existe d’une<br />

part, <strong>et</strong> soit convergent d’autre part. Leur équivalent sur l’espace <strong>de</strong>s paramètres <strong>de</strong> θ <strong>et</strong> φ<br />

est immédiat grâce à l’utilisation <strong>de</strong>s relations bijectives les liant (cf tableau 4.2). Ainsi nous<br />

<strong>de</strong>vons éviter φ i → 0 ou φ i → +∞, <strong>de</strong> même θ i doit rester borné.<br />

156<br />

⎞<br />

⎟<br />

⎠<br />

⎞<br />

.<br />

⎟⎟<br />

⎠⎠

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