[data analysis] 베이즈정리 (Bayes theorem)

베이즈정리 (Bayes theorem)

관련된 내용

• 확률(probability)
• 독립사건(independent event)
• 조건부확률(conditional probability)

예 1)

표 1은 사무실 lamp을 생산하는 공장 A, B, C의 생산율과 불량품율에 대한 자료입니다.

표 1 공장별 생산에 대한 자료

Product: 생산율, D: 불량률

공장	Product	D, P(D|Product)
A	0.35	0.015
B	0.35	0.01
C	0.3	0.02

생산된 불량품이 각 공장에서 생산되었을 확률?

공장 C에서 생산되었을 확률은 식1과 같이 나타낼 수 있습니다.

$$P(C|D)\hspace{0.5em}=\hspace{0.5em}\frac{P(C\cap D)}{P(D)}$$

(식 1)

표 1에서 공장 C에서의 불량품율에 대한 정보를 사용할 수 있습니다. 즉, P(D|C)은 식 2와 같이 계산할 수 있습니다.

$$P(D|C)\hspace{0.5em}=\hspace{0.5em}\frac{P(D\cap C)}{P(C)}$$

(식 2)

교집합은 교환법칙이 성립하므로 P(D ∩ C) = P(C ∩ D)로 치환할 수 있습니다(식 3).

$$\begin{array}{rl}P(C\cap D)& =P(D|C)P(C)\\ & =0.020·0.3\\ & =0.006\end{array}$$

(식 3)

P(D)는 각 공장에서의 불량품 확률의 합과 같습니다(식 4).

$$\begin{array}{rl}P(D)& =P(D\cap A)+P(D\cap B)+P(D\cap C)\\ & =P(D|A)P(A)+P(D|B)P(B)+P(D|C)P(C)\\ & =0.015·0.35+0.01·0.35+0.02·0.30\\ & =0.01475\end{array}$$

(식 4)

A=np.array([0.35, 0.015])
B=np.array([0.35, 0.01])
C=np.array([0.3, 0.02])
data=pd.DataFrame(np.c_[A, B, C], index=["P(factory)","P(D|factory)"], columns=["A","B","C"]).T
data 

	P(factory)	P(D|factory)
A	0.35	0.015
B	0.35	0.010
C	0.30	0.020

dat=data.values
D_tot=np.sum(np.prod(dat, axis=1))
print(D_tot)

0.01475

위 결과를 적용하면 불량품 D가 공장 C에서 생산되었을 확률 즉, 식 2의 계산결과는 다음과 같습니다.

DC=dat[2,0]*dat[2, 1]/D_tot
round(DC, 3)

0.407

P(D|C)와 같은 방법으로 공장 A, B에서 불량품을 생산할 확률을 계산해 봅니다(식 5).

$$\begin{array}{rl}P(A|D)\hspace{0.5em}& =\hspace{0.5em}\frac{P(A\cap D)}{P(D)}\\ & \hspace{0.5em}=\hspace{0.5em}\frac{P(D|A)P(A)}{P(D)}\\ P(B|D)\hspace{0.5em}& =\frac{P(B\cap D)}{P(D)}\\ & =\hspace{0.5em}\frac{P(D|BB)}{P(D)}\end{array}$$

(식 5)

AC=dat[0,0]*dat[0, 1]/D_tot
round(AC, 3)

0.356

BC=dat[1,0]*dat[1, 1]/D_tot
round(BC, 3)

0.237

위 예에서 P(A), P(B), P(C)는 부가적인 정보를 계산하기 전에 얻을 수 있는 확률로서 사전확률 (prior probability)라고 합니다. 이 사전확률들을 기반으로 계산할 수 있는 조건부확률 P(A|D), P(B|D), P(C|D)를 사후확률 (posterior probability)라고 합니다. 즉, 사후확률은 사전확률로부터 불량품률과 같은 부가적인 정보를 획득한 후에 어떤 사건의 조건부 확률을 계산할 수 있는 확률을 의미합니다. 위의 과정을 일반화한 정리를 베이즈정리 (Bayes theorem)이라 합니다.

[베이즈정리 (Bayes theorem)]

표본 공간 S에서 여러 부분공간들(B₁, B₂, · · · , B_k)이 독립인 경우 식 6과 같이 나타낼 수 있습니다.

$$S=B_1\cup B_2\cup \dots \cup B_k$$

(식 6)

표본 공간의 모든 사건이 독립이므로 표본 공간과 연관된 사건 A의 총 발생은 식 7과 같이 A를 조건으로 하는 모든 발생들의 합과 같습니다.

$$\begin{array}{rl}A& =(A\cap B_1)\cup (A\cap B_2)\cup \cdots \cup (A\cap B_k)\\ P(A)& =P(A\cap B_1)\cup P(A\cap B_2)\cup \cdots \cup P(A\cap B_k)\\ & =\sum _{i=1}^{k}P(A\cap B_i)\\ & =\sum _{i=1}^{k}P(A|B_i)P(B_i)\end{array}$$

(식 7)

위의 관계로 부터 B_k의 사후확률은 식 8이 같이 계산됩니다.

$$\begin{array}{rl}P(B_k|A)& =\frac{P(B_k\cap A)}{P(A)}\\ & =\frac{P(A|B_k)P(B_k)}{\sum _{i=1}^{k}P(A|B_i)P(B_i)}\end{array}$$

(식 8)

예 2)

공구함에 포함되어 있는 40개의 퓨즈들 중에 5개는 완전한 불량품(D)이고 10개는 1시간 동안 지속되는 부분불량품(pD), 나머지 25개는 정상품(G)입니다. 한 개가 선택되는 경우 완전한 불량품이 아닌 상품을 선택할 확률?

퓨즈를 불량품과 불량(D)이 아닌 제품(ND)로 분류한다면 G는 ND에 포함되어 있습니다. 그러므로 문제의 조건부 확률 P(G|ND)는 식 9와 같이 계산됩니다.

$$\begin{array}{rl}P(G\cap ND)& =P(G)\\ P(G|ND)\hspace{0.5em}& =\frac{P(G\cap ND)}{P(ND)}\\ & =\frac{P(G)}{P(ND)}\end{array}$$

(식 9)

PD=5/40
Ppd=10/40
PG=25/40
PND=PG+Ppd
condPG_ND=PG/PND
print(round(condPG_ND, 3))

0.714

예 3)

A에게 두 아이가 있는데 가장 어린 아들과 함께 어떤 모임에 참석해야 합니다. 그가 그 모임에 참석할 수 있다면 그의 가족에 두 아들들만이 포함될 확률?

• 표본공간 S={(b,b), (b,g), (g, b), (g,g)}, b:boy, g: girl
• 참석 조건에 부합하는 모든 사건 A={(b,b), (g, b)}
• 대상이 되는 사건 B={(b,b)}

위 조건을 근거로 P(B|A)는 식 9와 같이 계산됩니다.

$$\begin{array}{rl}P(B|A)\hspace{0.5em}& =\hspace{0.5em}\frac{P(B\cap A)}{P(A)}\\ & =\frac{P(B)}{P(A)}\end{array}$$

(식 9)

S=4
PA=2/S
PB=1/S
PB_A=PB/PA
PB_A

0.5

예 4)

다음 자료는 일정기간 kospi(kos)와 kodaq(kq)의 종가(Closing price)들에 대한 2일간의 변화에 대한 것으로 증가를 1, 하락을 0으로 목록화 한 것입니다. 두 종목의 가격 변동은 독립일까요?

kospi: [1, 0, 1, 0, 0, 1, 1, 1, 1, 1, 0, 0, 0, 1, 0, 1, 0, 1]

kosdaq: [1, 0, 1, 0, 1, 1, 0, 1, 1, 0, 0, 0, 0, 1, 0, 1, 1, 1]

이 자료는 파이썬 패키지 FinanceDataReader를 사용하여 호출한 일일 자료를 조정한 것으로 다음 코드를 사용하여 작성한 것입니다.

import FinanceDataReader as fdr
import pandas as pd
st=pd.Timestamp(2023, 2, 20) #(1)
et=pd.Timestamp(2023, 3,20)  
kos=fdr.DataReader('KS11', st, et)['Close'] #(2)
kq=fdr.DataReader('KQ11', st, et)['Close']
kos1=kos.pct_change()
kos1=kos1.replace(0, method='ffill')  #(3)
kos1=kos1.dropna() #(4)
kq1=kq.pct_change() #(5)
kq1=kq1.replace(0, method="ffill")
kq1=kq1.dropna()
kos2=pd.cut(kos1, bins=[-1, 0, 1],labels=[0, 1])  #(6)
kq2=pd.cut(kq1, bins=[-1, 0, 1],labels=[0, 1])
data= pd.concat([kos2, kq2], axis=1)  # (7)
data.index=range(1, len(kos2)+1)
data

	Close	Closel
1	1	1
2	0	0
3	1	1
⋮	⋮	⋮
16	1	1
17	0	1
18	1	1

위 코드에 사용한 코드는 다음과 같습니다.

코드 번호	함수/메소드	내용
(1)	Timesptamp()	날짜 데이터를 생성하는 것으로 수치형을 날짜형으로 변환
(2)	DataReader()	호출한 자료는 DataFrame 형식으로 열이름은 'Open','High','Low','Close', 'Volume', 'Change'등을 포함합니다. 이중에 'Close'만을 선택
(3)	.replace()	특정한 값을 지정한 값으로 변환. 자료 중 0을 앞 행의 값으로 변환
(4)	.dropna()	자료 중 결측치 값을 포함한 행을 제거
(5)	.pct_change()	같은 열의 2개의 행간의 변화율을 계산
(6)	.cut()	연속변수의 구간을 설정하여 categorical 변수로 전환
(7)	.concat()	두 DataFrame 객체를 결합

두 집단의 독립여부는 교집합을 고려하여 판단할 수 있습니다. 즉, 독립사건들의 교집합에 대한 확률은 두 확률의 곱으로 계산됩니다. 두 집단이 독립이라면 식 10과 같이 그 두 확률의 곱 결과는 조건부 확률에 의한 결과와 같을 것입니다.

P(kos = 1) ∩ P(kq = 1) = P(kos = 1|kq = 1)P(kq = 1)	(식 10)
→ 독립인 경우 P(kos = 1) ∩ P(kq = 1) = P(kos = 1) * P(kq = 1)

위 표에 대한 교차표를 작성해 봅니다. 이는 pd.crosstab() 함수를 사용합니다.

• pd.crosstab(index, columns, rownames=None, colnames=None, margins=False, margins_name= 'All', dropna= True, normalize=False)
  • 두 개 (또는 그 이상)의 요인(factor)에 대한 교차표를 작성합니다.
  • index, columns : 각각 행과 열에서 그룹화 할 값
  • rownames, colnames: 표의 행과 열의 이름
  • margins=True → 행합과 열합을 마지막 행과 열에 첨부, 그 행과 열의 이름은 margins_name으로 지정할 수 있음
  • dropna=True이면 NA 값은 삭제. 행과 열의 수가 일치하지 않을 경우는 False를 선택 즉, 행과 열의 수가 일치하지 않을 경우 True이면 행 기준의 합과 열의 합 사이에 불일치가 발생
  • 값들의 정규화의 여부를 지정. 이 인수에 전달 할 수 있는 인수값은 다음과 같습니다.
    • normalize=True or all 이면 각 값은 총합으로 나눈 값을 반환
    • normalize=index, 각 행에 대해 정규화
    • normalize=column, 각 열에 대해 정규화

kos= np.array([1, 0, 1, 0, 0, 1, 1, 1, 1, 1, 0, 0, 0, 1, 0, 1, 0, 1])
kq= np.array([1, 0, 1, 0, 1, 1, 0, 1, 1, 0, 0, 0, 0, 1, 0, 1, 1, 1])
ct=pd.crosstab(kos, kq, rownames=['kospi'], colnames=['kq'], margins=True)
ct

kq	0	1	All
kospi
0	6	2	8
1	2	8	10
All	8	10	18

P(kos = 1) * P(kq = 1)의 결과

round(ct.iloc[1,2]/18*ct.iloc[1,2]/18, 4)

0.3086

P(kos = 1) ∩ P(kq = 1)의 결과

round(ct.iloc[1,1]/18, 4)

0.4444

위 두 결과가 같지 않으므로 독립이 아닙니다.