簡(jiǎn)單來(lái)說(shuō)，概率論和統(tǒng)計(jì)學(xué)解決的問(wèn)題是互逆的。假設(shè)有一個(gè)具有不確定性的過(guò)程（process），然后這個(gè)過(guò)程可以隨機(jī)的產(chǎn)生不同的結(jié)果（outcomes）。則概率論和統(tǒng)計(jì)學(xué)的區(qū)別可以描述為：
在概率論（probability theory）中，我們已知該過(guò)程的概率模型，該模型的不確定性由相應(yīng)的概率分布來(lái)描述；概率論要回答的問(wèn)題是該過(guò)程產(chǎn)生某個(gè)結(jié)果的可能性有多大這類問(wèn)題。
在統(tǒng)計(jì)學(xué)（statistics）中，該過(guò)程的概率模型對(duì)我們來(lái)說(shuō)是未知的，但是我們有一系列該過(guò)程產(chǎn)生的結(jié)果的觀測(cè)值；我們希望通過(guò)這些觀測(cè)值來(lái)推斷出這個(gè)過(guò)程中的不確定性是什么樣的。
總結(jié)來(lái)說(shuō)就是：通過(guò)已知的概率模型來(lái)精確的計(jì)算各種結(jié)果的可能性就是概率論；根據(jù)觀測(cè)的結(jié)果來(lái)推斷模型的不確定性就是統(tǒng)計(jì)學(xué)。
如果上面的描述依然晦澀，請(qǐng)看下面這個(gè)例子。假設(shè)桶里面有 100 個(gè)小球，小球分為白色和黑色。如果已知桶里面一共有 30 個(gè)白球和 70 個(gè)黑球，想回答隨機(jī)從桶中摸出一個(gè)白球（或者黑球）的概率是多少這樣的問(wèn)題，這就屬于概率論的范疇。而如果已知通過(guò)有放回的采樣抽出了 10 個(gè)球并且其中 4 個(gè)白球 6 個(gè)黑球，想要推斷的是小桶里面白球（或者黑球）的百分比（這些對(duì)我們來(lái)說(shuō)是未知的），這就是統(tǒng)計(jì)學(xué)的范疇。
對(duì)于概率論來(lái)說(shuō)，每一個(gè)問(wèn)題都有唯一的答案。通過(guò)相關(guān)計(jì)算，總可以計(jì)算出我們關(guān)心的結(jié)果發(fā)生的概率。反觀統(tǒng)計(jì)學(xué)，它更像是一門(mén)藝術(shù)。因?yàn)橐茢嗟哪Ｐ褪俏粗模虼撕茈y說(shuō)哪種推斷方法就優(yōu)于另一種方法，或者哪種推斷結(jié)果就比其他結(jié)果更加正確。就拿上面的例子來(lái)說(shuō)，雖然觀測(cè)到的 10 個(gè)球中有 4 個(gè)白球和 6 個(gè)黑球，但我們?nèi)圆荒軘嘌酝袄锇浊蛘?40% 的推斷就一定比桶里白球占 50% 或者 30% 的推斷更加準(zhǔn)確。
統(tǒng)計(jì)學(xué)領(lǐng)域中有兩大學(xué)派：古典統(tǒng)計(jì)學(xué)（classical）和貝葉斯統(tǒng)計(jì)學(xué)（Bayesian，以英國(guó)數(shù)學(xué)家托馬斯·貝葉斯命名）。古典統(tǒng)計(jì)學(xué)又稱為頻率論（frequentist）。
關(guān)于這倆大學(xué)派孰優(yōu)孰劣已有一個(gè)世紀(jì)的爭(zhēng)論。它們的本質(zhì)區(qū)別在于對(duì)待未知模型或者參的方法是不同的：
古典統(tǒng)計(jì)學(xué)認(rèn)為，未知的模型或者參數(shù)是確定的，只不過(guò)我們不知道它確切的形式或者取值。
貝葉斯統(tǒng)計(jì)學(xué)認(rèn)為，未知的模型或者參數(shù)變量是不確定的，但是這種不確定性可以由一個(gè)概率分布來(lái)描述。
古典統(tǒng)計(jì)學(xué)通過(guò)進(jìn)行大量重復(fù)實(shí)驗(yàn)并統(tǒng)計(jì)某個(gè)特定結(jié)果出現(xiàn)的頻率作為對(duì)未知參數(shù)的估計(jì)。以猜桶中白球的比例為例，頻率論者會(huì)進(jìn)行大量的帶放回的獨(dú)立抽取實(shí)驗(yàn)（實(shí)驗(yàn)可以做到天荒地老?？菔癄€），然后計(jì)算所有結(jié)果中白球出現(xiàn)的頻率，以此作為對(duì)小球中白球比例的推斷。古典統(tǒng)計(jì)學(xué)的核心在于通過(guò)大量的實(shí)驗(yàn)來(lái)消除模型或者參數(shù)估計(jì)中的不確定性（因?yàn)樗僭O(shè)未知模型或者參數(shù)是確定的）。
貝葉斯統(tǒng)計(jì)學(xué)則截然不同。貝葉斯統(tǒng)計(jì)學(xué)“使用概率的方法來(lái)解決統(tǒng)計(jì)學(xué)問(wèn)題”。如前所述，貝葉斯統(tǒng)計(jì)學(xué)認(rèn)為未知的模型或者參數(shù)是不確定的、符合某個(gè)概率分布。特別的，我們會(huì)首先根據(jù)主觀判斷或者過(guò)去的經(jīng)驗(yàn)，對(duì)這個(gè)概率分布有一個(gè)猜測(cè)，稱為先驗(yàn)分布（prior distribution）；然后根據(jù)越來(lái)越多的觀測(cè)值（new data 或者 new evidence）來(lái)修正對(duì)該概率分布的猜測(cè)，最后得到的概率分布稱為后驗(yàn)分布（posterior distribution）。貝葉斯統(tǒng)計(jì)學(xué)中的“概率”的概念可以被解釋為我們對(duì)未知變量不同取值的信心程度的測(cè)度（measure of confidence）。貝葉斯統(tǒng)計(jì)不消除未知變量的不確定性，而是通過(guò)越來(lái)越多的新的觀測(cè)點(diǎn)來(lái)持續(xù)更新我們對(duì)于該未知變量不確定性的認(rèn)知，提高我們對(duì)不確定性的判斷的信心。
對(duì)于上面這個(gè)例子，假設(shè)在觀測(cè)值出現(xiàn)之前，我們猜測(cè)桶中有 50% 的白球和 50% 的黑球。因此 50% 是我們對(duì)白球比例的先驗(yàn)信仰（prior belief）。隨著不斷進(jìn)行抽取實(shí)驗(yàn)，我們會(huì)根據(jù)得到的觀測(cè)值更新我們的信仰。假設(shè) 10 次抽取后得到 4 個(gè)白球和 6 個(gè)黑球，那么此時(shí)我們對(duì)白球比例的信仰就會(huì)從最初的 50% 減少一些，這是因?yàn)槲覀兘Y(jié)合新的證據(jù)（即觀測(cè)的 10 個(gè)球中僅有 40% 是白球）更新了猜測(cè)。假設(shè) 100 次抽取后得到了 35 個(gè)白球和 65 個(gè)黑球，那么此時(shí)我們對(duì)白球比例的信仰又會(huì)繼續(xù)更新。隨著越來(lái)越多的觀測(cè)值，我們會(huì)持續(xù)更新猜測(cè)，并且對(duì)該猜測(cè)的信心程度也會(huì)越來(lái)越高，即未知變量（在這里是白球比例）后驗(yàn)分布的標(biāo)準(zhǔn)差會(huì)越來(lái)越小（后面會(huì)通過(guò)一個(gè)扔硬幣的例子說(shuō)明）。
貝葉斯統(tǒng)計(jì)學(xué)派被古典統(tǒng)計(jì)學(xué)派詬病的核心問(wèn)題是對(duì)于未知變量的先驗(yàn)分布是非常主觀的。顯然，哪怕是一個(gè)最簡(jiǎn)單的問(wèn)題，不同的人也會(huì)有不同的考慮。比如桶中白球比例這個(gè)例子。一個(gè)普通人會(huì)同意 50% 是一個(gè)合理的先驗(yàn)猜測(cè)。但是，極端的人也許會(huì)使用 0% 或者 100% 白球作為他的先驗(yàn)猜測(cè)。不過(guò)，盡管不同人可以有不同的先驗(yàn)分布，但是隨著他們結(jié)合新的觀測(cè)點(diǎn)來(lái)更新自己的信仰，我們會(huì)發(fā)現(xiàn)他們最終得到的后驗(yàn)分布是會(huì)逐漸收斂的。此外，對(duì)很多生活中的實(shí)際問(wèn)題，使用一個(gè)合理的猜測(cè)（educated guess）作為先驗(yàn)是很有好處的。
貝葉斯統(tǒng)計(jì)在生活以及量化投資中有著廣泛的應(yīng)用。從下面兩個(gè)意義上說(shuō)，相對(duì)古典統(tǒng)計(jì)，貝葉斯統(tǒng)計(jì)有明顯的優(yōu)勢(shì)：
1. 雖然在上面抽小球的例子中我們進(jìn)行大量重復(fù)性的實(shí)驗(yàn)并計(jì)算白球的頻率（古典統(tǒng)計(jì)學(xué)手段），但對(duì)于是在生活中的很多實(shí)際問(wèn)題，大量重復(fù)實(shí)驗(yàn)是不現(xiàn)實(shí)的。比如我們想推斷川普當(dāng)選美國(guó)總統(tǒng)的概率。顯然，我們沒(méi)法讓美國(guó)人進(jìn)行成千上萬(wàn)次不同的投票選舉，然后計(jì)算川普獲勝的頻率。即便是通過(guò)民意調(diào)查的方式，進(jìn)行成千上萬(wàn)次也是不切實(shí)際的（簡(jiǎn)單從成本的角度考慮就不可能）。因此，對(duì)于這個(gè)問(wèn)題我們只能有非常有限的幾次民意調(diào)查結(jié)果。我們當(dāng)然可以只通過(guò)這些有限的結(jié)果利用古典統(tǒng)計(jì)學(xué)對(duì)川普獲勝的概率做出估計(jì)，但是可以想象的是這個(gè)估計(jì)的誤差會(huì)非常大。而貝葉斯統(tǒng)計(jì)則提供了新的視角。
2. 合理的先驗(yàn)分布對(duì)未知量的估計(jì)是非常有益的。對(duì)生活中很多實(shí)際問(wèn)題的判斷都和人們的學(xué)識(shí)、經(jīng)驗(yàn)、見(jiàn)識(shí)有關(guān)。在這種情況下，如果我們把有限和觀測(cè)數(shù)據(jù)和根據(jù)知識(shí)和經(jīng)驗(yàn)得到的先驗(yàn)結(jié)合起來(lái)，會(huì)得到對(duì)未知量更好的推斷。就拿對(duì)股票收益率的預(yù)測(cè)這件事來(lái)說(shuō)，我們之前的文章《收益率預(yù)測(cè)的貝葉斯收縮》中提到了使用貝葉斯統(tǒng)計(jì)可以得到更小的估計(jì)誤差。而高盛著名的 Black–Litterman 收益率模型就是將從市場(chǎng)均衡假設(shè)推出的資產(chǎn)收益率作為先驗(yàn)，將基金經(jīng)理的主觀判斷作為觀測(cè)值，通過(guò)把它們兩者結(jié)合來(lái)得到后驗(yàn)判斷。它的本質(zhì)也是貝葉斯統(tǒng)計(jì)。
可見(jiàn)，掌握貝葉斯統(tǒng)計(jì)并且使用它做推斷，即貝葉斯推斷（Bayesian inference），十分重要。貝葉斯統(tǒng)計(jì)框架的核心無(wú)疑就是貝葉斯定理（Bayes’ rule）。
本節(jié)簡(jiǎn)要介紹貝葉斯定理，它是貝葉斯推斷的核心。（對(duì)數(shù)學(xué)不感興趣的讀者可以跳過(guò)本節(jié)，這么做不會(huì)影響對(duì)后文的理解。）
貝葉斯定理的推導(dǎo)始于條件概率。條件概率可以定義為：在事件 B 發(fā)生的前提下，事件 A 發(fā)生的概率。數(shù)學(xué)上用 P(A|B) 來(lái)表示這個(gè)條件概率。
生活中條件概率屢見(jiàn)不鮮。比如在沒(méi)有趕上 8 點(diǎn)這趟地鐵，上班遲到的概率是多少？
條件概率 P(A|B) 的數(shù)學(xué)定義為：
這個(gè)公式的白話解釋為：“當(dāng) B 發(fā)生前提下 A 發(fā)生的概率”等于“A 和 B 同時(shí)發(fā)生的概率”除以“B 發(fā)生的概率”。用我們的例子來(lái)說(shuō)，那就是“在沒(méi)有趕上 8 點(diǎn)這趟地鐵的前提下，上班遲到的概率”等于“沒(méi)趕上 8 點(diǎn)這趟地鐵且上班遲到的概率”除以“沒(méi)趕上 8 點(diǎn)這趟地鐵的概率”。將這個(gè)式子左右兩邊同時(shí)乘以 P(B) 得到 P(B)P(A|B) = P(A∩B)。
類似的，我們也可以求出 P(B|A)，即在 A 發(fā)生的前提下，B 發(fā)生的概率是多少。在上面例子中，這對(duì)應(yīng)著“在上班遲到的前提下，沒(méi)有趕上 8 點(diǎn)這趟地鐵的概率是多少”？（上班遲到的原因可能很多，比如沒(méi)趕上這趟地鐵是一個(gè)，又比如趕上地鐵了但是下地鐵后去辦公樓咖啡館里耽擱了 10 分鐘也是一個(gè)，或者因?yàn)樵缟习l(fā)燒先去醫(yī)院了等等。）根據(jù)定義：
同樣，兩邊同時(shí)乘以 P(A) （并且由 P(A∩B) = P(B∩A)）得到 P(A)P(B|A) = P(A∩B)。
由此可知 P(B)P(A|B) = P(A)P(B|A)。這個(gè)結(jié)果也可以寫(xiě)作如下形式，即大名鼎鼎的貝葉斯定理：
由貝葉斯定理可以順其自然得到貝葉斯推斷。前文提到，貝葉斯統(tǒng)計(jì)的核心是通過(guò)新的觀測(cè)數(shù)據(jù)（或者新的證據(jù)）來(lái)不斷的更新我們對(duì)未知量的認(rèn)知。
考慮一個(gè)假想的例子。假設(shè)我們的先驗(yàn)認(rèn)知是明天太陽(yáng)不會(huì)升起（即明天太陽(yáng)不會(huì)升起的概率為 1）。然而，實(shí)際觀測(cè)到的證據(jù)是每天太陽(yáng)都照常升起。由此，我們會(huì)不斷的修正之前那個(gè)先驗(yàn)，由此得到的后驗(yàn)認(rèn)知是下一天太陽(yáng)不會(huì)升起的概率越來(lái)越低。通過(guò)新證據(jù)或者數(shù)據(jù)來(lái)更新認(rèn)知的過(guò)程就是貝葉斯推斷。下面我們來(lái)正式的描述它。
假設(shè)我們有一個(gè)需要估計(jì)的未知量 θ，并且針對(duì)該變量有一個(gè)先驗(yàn)分布 P(θ)。令 D 為一系列觀測(cè)值或者證據(jù)。我們希望通過(guò) D 來(lái)修正對(duì) θ 的分布的認(rèn)知，即 P(θ|D) 是我們感興趣的。由貝葉斯定理可得：
在貝葉斯推斷的框架下，上面公式中的這些概率量都有約定俗成的名字：
可見(jiàn)，通過(guò)使用貝葉斯推斷，我們可以合理的將先驗(yàn)認(rèn)知和實(shí)際證據(jù)結(jié)合在一起，得到一個(gè)更新的后驗(yàn)認(rèn)知。
此外，貝葉斯推斷框架的強(qiáng)大之處在于我們可以迭代的看問(wèn)題，即在每次有新觀測(cè)數(shù)據(jù)后我們可以得到一個(gè)新的后驗(yàn)分布，然后把它作為下個(gè)新數(shù)據(jù)出現(xiàn)前的（新的）先驗(yàn)分布。換句話說(shuō)，在這個(gè)過(guò)程中我們通過(guò)反復(fù)迭代使用貝葉斯定理，持續(xù)更新對(duì)未知量的分布的認(rèn)知。
6 一個(gè)扔硬幣的例子
下面通過(guò)一個(gè)具體的例子來(lái)說(shuō)明貝葉斯推斷的過(guò)程。假設(shè)我們有一枚硬幣，并且想要推斷出扔硬幣時(shí)得到頭像（正面，heads）的概率 P(H) 是多少。用 θ 來(lái)表示這個(gè)概率。通過(guò)反復(fù)扔這枚硬幣便可以得到一個(gè)由正面和（或）反面結(jié)果組成的觀測(cè)序列，這就是觀測(cè)序列 D。
假設(shè)在開(kāi)始扔硬幣前，我們對(duì) θ 的分布 P(θ) 有如下先驗(yàn)猜想：θ 可以是 0 到 1 范圍內(nèi)的任何取值，并且均勻分布（比如 θ 等于 0 說(shuō)明該硬幣兩面都不是頭像；θ 等于 1 說(shuō)明該硬幣兩面都是頭像；θ 等于 0.5 意味著該硬幣一面頭像一面非頭像，且質(zhì)地均勻等）。在這個(gè)假設(shè)下，θ 的先驗(yàn)概率密度函數(shù)為 0 到 1 之間的一條水平線（下圖）。
下面我們就來(lái)說(shuō)說(shuō)如何通過(guò)貝葉斯定理、利用新的實(shí)驗(yàn)結(jié)果來(lái)更新這個(gè)先驗(yàn)分布。為此，引入一個(gè)非常有用的概念 —— 共軛先驗(yàn)（conjugate priors）。有點(diǎn)暈？別著急往下看。為了解釋它，我們先來(lái)介紹另一個(gè)應(yīng)用非常廣泛的分布 —— Beta 分布（Beta distribution）。
Beta 分布是一組定義在 0 到 1 區(qū)間上的連續(xù)概率分布，其具體形態(tài)由兩個(gè)參數(shù) α 和 β 決定，其概率密度函數(shù)為：
上式中 B(α, β) 是一個(gè)由 α 和 β 決定的系數(shù)，以滿足 f 在 0 到 1 上的積分為 1。我們將上述概率密度函數(shù)簡(jiǎn)寫(xiě)為：Be(α, β)。前面說(shuō)過(guò)，我們對(duì)于 θ 的先驗(yàn)分布猜測(cè)是 uniform distribution，而它是一種特殊的 Beta 分布，其對(duì)應(yīng) Beta 分布的參數(shù)為 α = 1 以及 β = 1，因此有 θ ~ Be(1, 1)。
當(dāng)我們拋擲概率為 θ 的硬幣時(shí)，得到正面的概率為 θ，反面的概率為 1 - θ。因此，假如我們拋擲 n 次，得到 m 次正面的概率實(shí)際上是一個(gè)二項(xiàng)分布（binomial distribution），且滿足（以下 D 代表拋擲 n 次中得到 m 次正面這件事）：
上式中
是一個(gè)系數(shù)。
一般的，當(dāng)先驗(yàn)滿足參數(shù)為 α 和 β 的 Beta 分布時(shí)，由貝葉斯定理可知， 后驗(yàn)概率滿足：
可見(jiàn)此時(shí)后驗(yàn)滿足參數(shù)為 α m 和 β n - m 的 Beta 分布。在貝葉斯統(tǒng)計(jì)中，如果先驗(yàn)和后驗(yàn)屬于同類分布，則它們稱作共軛分布，而先驗(yàn)稱作是似然函數(shù)（本例中是二項(xiàng)分布）的共軛先驗(yàn)。
好了，數(shù)學(xué)基礎(chǔ)已經(jīng)打好，現(xiàn)在我們可以扔硬幣了。別忘了我們的先驗(yàn) uniform distribution 恰好是 Be(1, 1)。
下面我們開(kāi)始扔硬幣。假設(shè)扔了兩次后，得到了兩次頭像（n = m =2)。根據(jù)貝葉斯推斷，我們得到關(guān)于 θ 的更新后的后驗(yàn)概率密度函數(shù)為 Be(3, 1)，如下圖所示?？梢?jiàn)由于連續(xù)看到兩次頭像面的結(jié)果，我們開(kāi)始傾向于認(rèn)為 θ 的取值是越接近 1 越有可能。
讓我們繼續(xù)實(shí)驗(yàn)。假如我們?nèi)恿?10 次后得到 8 次正面，而扔了 20 次后得到了 11 次正面。根據(jù)這些結(jié)果，我們不斷更新 θ 的后驗(yàn)分布（下圖）。 當(dāng) 10 次中有 8 次正面時(shí)，我們會(huì)認(rèn)為這個(gè)硬幣很有可能是不公平的，即正面和反面出現(xiàn)的概率不同（Be(9, 3)）。而當(dāng) 20 次中出現(xiàn) 11 次正面時(shí)，我們的認(rèn)知會(huì)再次根據(jù)新的結(jié)果得到修正，我們開(kāi)始認(rèn)為這個(gè)硬幣可能是公平的了（Be(12, 10)）。
最后，下面兩張圖是經(jīng)過(guò)了 50 次（27 次正面）和 500 次（232 次正面）實(shí)驗(yàn)后的 θ 的后驗(yàn)分布（分別為 Be(28, 24) 和 Be(233, 269)）。
隨著越來(lái)越多的新結(jié)果的出現(xiàn)，我們對(duì)于 θ 的不確定性的認(rèn)知越來(lái)越清晰；對(duì)于 θ 的不同取值的信心越來(lái)越高。特別的，我們?cè)絹?lái)越有把握的說(shuō) θ 最有可能的取值是 0.5 附近。這體現(xiàn)在 500 次實(shí)驗(yàn)后，θ 的后驗(yàn)分布 P(θ|D) 已經(jīng)非常狹窄（換句話說(shuō)，θ 的取值的標(biāo)準(zhǔn)差越來(lái)越?。?，且集中在 0.46 附近。假如這枚硬幣確實(shí)是一枚公平的硬幣，那么如果再進(jìn)行 500 此實(shí)驗(yàn)，會(huì)發(fā)現(xiàn) P(θ|D) 會(huì)更加狹窄且 θ 的取值一定會(huì)集中在 0.5 附近。
這個(gè)例子完美的展示了貝葉斯推斷的強(qiáng)大。我們一開(kāi)始對(duì)未知量 θ 的猜測(cè)有非常大的不確定性（先驗(yàn)是 0 到 1 的均勻分布）。隨著越來(lái)越多的觀測(cè)值（500 個(gè)實(shí)驗(yàn)結(jié)果）的出現(xiàn)，通過(guò)迭代使用貝葉斯定理，逐步細(xì)化、完善我們對(duì) θ 的不確定性的認(rèn)知，最終得到了關(guān)于 θ 的不確定性的非常自信的后驗(yàn)分布（即 θ 的分布以 0.5 為中心，標(biāo)準(zhǔn)差非常小，它最有可能的取值就是 0.5）。
貝葉斯統(tǒng)計(jì)是一個(gè)強(qiáng)大的工具；不熟悉它的人卻對(duì)其敬而遠(yuǎn)之。下面是網(wǎng)上關(guān)于貝葉斯統(tǒng)計(jì)的一個(gè)笑話。它可能代表著很多吃瓜群眾對(duì)貝葉斯統(tǒng)計(jì)的看法，以及貝葉斯統(tǒng)計(jì)學(xué)派的自嘲：
A Bayesian is one who, vaguely expecting a horse, and catching a glimpse of a donkey, strongly believes he has seen a mule.
譯：一個(gè)貝葉斯學(xué)派的學(xué)者是這樣的：他模糊的期待著一匹馬（先驗(yàn)），然而卻看到了一頭驢（證據(jù)），于是便自信的認(rèn)為那是一頭騾子（后驗(yàn)）。
