Tarihi kaydet! Google I / O 18-20 Mayıs'ta geri dönüyor Şimdi kaydolun
Bu sayfa, Cloud Translation API ile çevrilmiştir.
Switch to English

Avrupa'da COVID-19 yayılımının modellenmesi ve müdahalelerin etkisi

MIT Lisansı altında lisanslanmıştır

TensorFlow.org'da görüntüleyin Google Colab'de çalıştırın Kaynağı GitHub'da görüntüleyin Defteri indirin

2020'nin başlarında COVID-19'un yayılmasını yavaşlatmak için Avrupa ülkeleri, gerekli olmayan işletmelerin kapatılması, bireysel vakaların izole edilmesi, seyahat yasakları ve sosyal mesafeyi teşvik etmek için diğer önlemler gibi farmasötik olmayan müdahaleleri benimsedi. Imperial College COVID-19 Müdahale Ekibi, "11 Avrupa ülkesinde enfeksiyonların sayısını ve farmasötik olmayan müdahalelerin COVID-19 üzerindeki etkisini tahmin etme" başlıklı makalesinde bu önlemlerin etkililiğini , bir mekanikle birleştirilmiş bir Bayes hiyerarşik modeli kullanarak analiz etti. epidemiyolojik model.

Bu Colab, bu analizin aşağıdaki şekilde organize edilmiş bir TensorFlow Olasılığı (TFP) uygulamasını içerir:

  • "Model kurulumu", hastalığın yayılması ve sonuçta ortaya çıkan ölümler için epidemiyolojik modeli, model parametreleri üzerinden Bayes ön dağılımını ve parametre değerlerine bağlı ölüm sayısının dağılımını tanımlar.
  • "Veri ön işleme", her ülkedeki müdahalelerin zamanlaması ve türü, zaman içindeki ölüm sayıları ve enfekte olanlar için tahmini ölüm oranları hakkındaki verileri yükler.
  • "Model çıkarımı" bir Bayes hiyerarşik modeli oluşturur ve parametreler üzerinden arka dağılımdan örneklemek için Hamiltonian Monte Carlo'yu (HMC) çalıştırır.
  • "Sonuçlar", öngörülen ölümler ve müdahalelerin yokluğunda karşı olgusal ölümler gibi ilgili miktarlar için posterior tahmin dağılımlarını gösterir.

Makale, ülkelerin enfekte olan her kişi tarafından bulaşan yeni enfeksiyonların sayısını azaltmayı başardığına ($ R_t $), ancak güvenilir aralıkların $ R_t = 1 $ içerdiğine (salgının yayılmaya devam ettiği değerin üstüne çıktığına) dair kanıt buldu ve müdahalelerin etkililiği hakkında güçlü sonuçlar çıkarmak için çok erken. Makalenin Stan kodu yazarların Github deposundadır ve bu Colab Sürüm 2'yi yeniden üretmektedir.

pip3 install -q git+git://github.com/arviz-devs/arviz.git
pip3 install -q tf-nightly tfp-nightly

İthalat

1 Model kurulumu

1.1 Enfeksiyonlar ve ölümler için mekanik model

Bulaşma modeli, her ülkedeki zaman içinde bulaşma sayısını simüle eder. Girdi verileri, müdahalelerin zamanlaması ve türü, nüfus büyüklüğü ve ilk vakalardır. Parametreler, müdahalelerin etkinliğini ve hastalık bulaşma oranını kontrol eder. Beklenen ölüm sayısı modeli, tahmin edilen enfeksiyonlara bir ölüm oranı uygular.

Enfeksiyon modeli, seri aralık dağılımıyla (enfekte olma ile başka birine bulaşma arasındaki gün sayısı üzerinden dağılım) önceki günlük enfeksiyonlarda bir evrişim gerçekleştirir. Her zaman adımında, $ t $, $ n_t $ zamanındaki yeni bulaşma sayısı şu şekilde hesaplanır:

\ begin {denklem} \ sum_ {i = 0} ^ {t-1} n_i \ mu_t \ text {p} (\ text {,} i | \ text {yeni enfekte} t) adresinde enfekte birinden yakalandı) \ end { equation} burada $ \ mu_t = R_t $ ve koşullu olasılık, aşağıda tanımlanan conv_serial_interval içinde saklanır.

Beklenen ölümler için model, günlük enfeksiyonlarda bir evrişim ve enfeksiyon ile ölüm arasındaki gün dağılımını gerçekleştirir. Yani $ t $ gününde beklenen ölümler şu şekilde hesaplanır:

\ begin {equation} \ sum_ {i = 0} ^ {t-1} n_i \ text {p ($ t gününde ölüm | $ i $ gününde bulaşma} \ end {equation} koşullu olasılığın depolandığı yer conv_fatality_rate içinde aşağıda tanımlanmıştır.

from tensorflow_probability.python.internal import broadcast_util as bu

def predict_infections(
    intervention_indicators, population, initial_cases, mu, alpha_hier,
    conv_serial_interval, initial_days, total_days):
  """Predict the number of infections by forward-simulation.

  Args:
    intervention_indicators: Binary array of shape
      `[num_countries, total_days, num_interventions]`, in which `1` indicates
      the intervention is active in that country at that time and `0` indicates
      otherwise.
    population: Vector of length `num_countries`. Population of each country.
    initial_cases: Array of shape `[batch_size, num_countries]`. Number of cases
      in each country at the start of the simulation.
    mu: Array of shape `[batch_size, num_countries]`. Initial reproduction rate
      (R_0) by country.
    alpha_hier: Array of shape `[batch_size, num_interventions]` representing
      the effectiveness of interventions.
    conv_serial_interval: Array of shape
      `[total_days - initial_days, total_days]` output from
      `make_conv_serial_interval`. Convolution kernel for serial interval
      distribution.
    initial_days: Integer, number of sequential days to seed infections after
      the 10th death in a country. (N0 in the authors' Stan code.)
    total_days: Integer, number of days of observed data plus days to forecast.
      (N2 in the authors' Stan code.)
  Returns:
    predicted_infections: Array of shape
      `[total_days, batch_size, num_countries]`. (Batched) predicted number of
      infections over time and by country.
  """
  alpha = alpha_hier - tf.cast(np.log(1.05) / 6.0, DTYPE)

  # Multiply the effectiveness of each intervention in each country (alpha)
  # by the indicator variable for whether the intervention was active and sum
  # over interventions, yielding an array of shape
  # [total_days, batch_size, num_countries] that represents the total effectiveness of
  # all interventions in each country on each day (for a batch of data).
  linear_prediction = tf.einsum(
      'ijk,...k->j...i', intervention_indicators, alpha)

  # Adjust the reproduction rate per country downward, according to the
  # effectiveness of the interventions.
  rt = mu * tf.exp(-linear_prediction, name='reproduction_rate')

  # Initialize storage array for daily infections and seed it with initial
  # cases.
  daily_infections = tf.TensorArray(
      dtype=DTYPE, size=total_days, element_shape=initial_cases.shape)
  for i in range(initial_days):
    daily_infections = daily_infections.write(i, initial_cases)

  # Initialize cumulative cases.
  init_cumulative_infections = initial_cases * initial_days

  # Simulate forward for total_days days.
  cond = lambda i, *_: i < total_days
  def body(i, prev_daily_infections, prev_cumulative_infections):
    # The probability distribution over days j that someone infected on day i
    # caught the virus from someone infected on day j.
    p_infected_on_day = tf.gather(
        conv_serial_interval, i - initial_days, axis=0)

    # Multiply p_infected_on_day by the number previous infections each day and
    # by mu, and sum to obtain new infections on day i. Mu is adjusted by
    # the fraction of the population already infected, so that the population
    # size is the upper limit on the number of infections.
    prev_daily_infections_array = prev_daily_infections.stack()
    to_sum = prev_daily_infections_array * bu.left_justified_expand_dims_like(
        p_infected_on_day, prev_daily_infections_array)
    convolution = tf.reduce_sum(to_sum, axis=0)
    rt_adj = (
        (population - prev_cumulative_infections) / population
        ) * tf.gather(rt, i)
    new_infections = rt_adj * convolution

    # Update the prediction array and the cumulative number of infections.
    daily_infections = prev_daily_infections.write(i, new_infections)
    cumulative_infections = prev_cumulative_infections + new_infections
    return i + 1, daily_infections, cumulative_infections

  _, daily_infections_final, last_cumm_sum = tf.while_loop(
      cond, body,
      (initial_days, daily_infections, init_cumulative_infections),
      maximum_iterations=(total_days - initial_days))
  return daily_infections_final.stack()

def predict_deaths(predicted_infections, ifr_noise, conv_fatality_rate):
  """Expected number of reported deaths by country, by day.

  Args:
    predicted_infections: Array of shape
      `[total_days, batch_size, num_countries]` output from
      `predict_infections`.
    ifr_noise: Array of shape `[batch_size, num_countries]`. Noise in Infection
      Fatality Rate (IFR).
    conv_fatality_rate: Array of shape
      `[total_days - 1, total_days, num_countries]`. Convolutional kernel for
      calculating fatalities, output from `make_conv_fatality_rate`.
  Returns:
    predicted_deaths: Array of shape `[total_days, batch_size, num_countries]`.
      (Batched) predicted number of deaths over time and by country.
  """
  # Multiply the number of infections on day j by the probability of death
  # on day i given infection on day j, and sum over j. This yields the expected
  result_remainder = tf.einsum(
      'i...j,kij->k...j', predicted_infections, conv_fatality_rate) * ifr_noise

  # Concatenate the result with a vector of zeros so that the first day is
  # included.
  result_temp = 1e-15 * predicted_infections[:1]
  return tf.concat([result_temp, result_remainder], axis=0)

1.2 Parametre değerlerinden önce

Burada, model parametreleri üzerinden ortak önceki dağıtımı tanımlıyoruz. Parametre değerlerinin çoğunun bağımsız olduğu varsayılır, böylece önceki şu şekilde ifade edilebilir:

$ \ text p (\ tau, y, \ psi, \ kappa, \ mu, \ alpha) = \ text p (\ tau) \ text p (y | \ tau) \ text p (\ psi) \ text p ( \ kappa) \ text p (\ mu | \ kappa) \ text p (\ alpha) \ text p (\ epsilon) $

içinde:

  • $ \ tau $, ülke başına ilk vaka sayısı üzerinden Üstel dağılımın paylaşılan oran parametresidir, $ y = y_1, ... y _ {\ text {num_countries}} $.
  • $ \ psi $, ölüm sayısı için Negatif Binom dağılımındaki bir parametredir.
  • $ \ kappa $, her ülkedeki ilk yeniden üretim numarası üzerinden HalfNormal dağılımının paylaşılan ölçek parametresidir, $ \ mu = \ mu_1, ..., \ mu _ {\ text {num_countries}} $ (ek durumların sayısını gösterir) enfekte olan her kişi tarafından iletilir)
  • $ \ alpha = \ alpha_1, ..., \ alpha_6 $, altı müdahalenin her birinin etkinliğidir.
  • $ \ epsilon $ (kodda yazarın Stan kodundan sonra ifr_noise olarak adlandırılır) Enfeksiyon Ölüm Oranındaki (IFR) gürültüdür.

Bu modeli, olasılıksal grafik modellerin ifadesini sağlayan bir TFP dağılımı türü olan TFP Ortak Dağıtımı olarak ifade ediyoruz.

def make_jd_prior(num_countries, num_interventions):
  return tfd.JointDistributionSequentialAutoBatched([
      # Rate parameter for the distribution of initial cases (tau).
      tfd.Exponential(rate=tf.cast(0.03, DTYPE)),

      # Initial cases for each country.
      lambda tau: tfd.Sample(
          tfd.Exponential(rate=tf.cast(1, DTYPE) / tau),
          sample_shape=num_countries),

      # Parameter in Negative Binomial model for deaths (psi).
      tfd.HalfNormal(scale=tf.cast(5, DTYPE)),

      # Parameter in the distribution over the initial reproduction number, R_0
      # (kappa).
      tfd.HalfNormal(scale=tf.cast(0.5, DTYPE)),

      # Initial reproduction number, R_0, for each country (mu).
      lambda kappa: tfd.Sample(
          tfd.TruncatedNormal(loc=3.28, scale=kappa, low=1e-5, high=1e5),
          sample_shape=num_countries),

      # Impact of interventions (alpha; shared for all countries).
      tfd.Sample(
          tfd.Gamma(tf.cast(0.1667, DTYPE), 1), sample_shape=num_interventions),

      # Multiplicative noise in Infection Fatality Rate.
      tfd.Sample(
          tfd.TruncatedNormal(
              loc=tf.cast(1., DTYPE), scale=0.1, low=1e-5, high=1e5),
              sample_shape=num_countries)
  ])

1.3 Parametre değerlerine bağlı olarak gözlemlenen ölüm olasılığı

Olabilirlik modeli $ p (\ text {ölümler} | \ tau, y, \ psi, \ kappa, \ mu, \ alpha, \ epsilon) $ ifade eder. Parametrelere bağlı olarak enfeksiyon sayısı ve beklenen ölümler için modelleri uygular ve gerçek ölümlerin Negatif Binom dağılımını izlediğini varsayar.

def make_likelihood_fn(
    intervention_indicators, population, deaths,
    infection_fatality_rate, initial_days, total_days):

  # Create a mask for the initial days of simulated data, as they are not
  # counted in the likelihood.
  observed_deaths = tf.constant(deaths.T[np.newaxis, ...], dtype=DTYPE)
  mask_temp = deaths != -1
  mask_temp[:, :START_DAYS] = False
  observed_deaths_mask = tf.constant(mask_temp.T[np.newaxis, ...])

  conv_serial_interval = make_conv_serial_interval(initial_days, total_days)
  conv_fatality_rate = make_conv_fatality_rate(
      infection_fatality_rate, total_days)

  def likelihood_fn(tau, initial_cases, psi, kappa, mu, alpha_hier, ifr_noise):
    # Run models for infections and expected deaths
    predicted_infections = predict_infections(
        intervention_indicators, population, initial_cases, mu, alpha_hier,
        conv_serial_interval, initial_days, total_days)
    e_deaths_all_countries = predict_deaths(
        predicted_infections, ifr_noise, conv_fatality_rate)

    # Construct the Negative Binomial distribution for deaths by country.
    mu_m = tf.transpose(e_deaths_all_countries, [1, 0, 2])
    psi_m = psi[..., tf.newaxis, tf.newaxis]
    probs = tf.clip_by_value(mu_m / (mu_m + psi_m), 1e-9, 1.)
    likelihood_elementwise = tfd.NegativeBinomial(
        total_count=psi_m, probs=probs).log_prob(observed_deaths)
    return tf.reduce_sum(
        tf.where(observed_deaths_mask,
                likelihood_elementwise,
                tf.zeros_like(likelihood_elementwise)),
        axis=[-2, -1])

  return likelihood_fn

1.4 Enfeksiyon nedeniyle ölüm olasılığı

Bu bölüm enfeksiyonu takip eden günlerdeki ölümlerin dağılımını hesaplamaktadır. Enfeksiyondan ölüme kadar geçen sürenin, enfeksiyondan hastalık başlangıcına ve başlangıcından ölüme kadar geçen süreyi temsil eden iki Gama değişkenli miktarın toplamı olduğunu varsayar. Ölüme kadar geçen zaman dağılımı Verity ve ark. (2020) enfeksiyonu takip eden günlerde ölüm olasılığını hesaplamak için.

def daily_fatality_probability(infection_fatality_rate, total_days):
  """Computes the probability of death `d` days after infection."""

  # Convert from alternative Gamma parametrization and construct distributions
  # for number of days from infection to onset and onset to death.
  concentration1 = tf.cast((1. / 0.86)**2, DTYPE)
  rate1 = concentration1 / 5.1
  concentration2 = tf.cast((1. / 0.45)**2, DTYPE)
  rate2 = concentration2 / 18.8
  infection_to_onset = tfd.Gamma(concentration=concentration1, rate=rate1)
  onset_to_death = tfd.Gamma(concentration=concentration2, rate=rate2)

  # Create empirical distribution for number of days from infection to death.
  inf_to_death_dist = tfd.Empirical(
      infection_to_onset.sample([5e6]) + onset_to_death.sample([5e6]))

  # Subtract the CDF value at day i from the value at day i + 1 to compute the
  # probability of death on day i given infection on day 0, and given that
  # death (not recovery) is the outcome.
  times = np.arange(total_days + 1., dtype=DTYPE) + 0.5
  cdf = inf_to_death_dist.cdf(times).numpy()
  f_before_ifr = cdf[1:] - cdf[:-1]
  # Explicitly set the zeroth value to the empirical cdf at time 1.5, to include
  # the mass between time 0 and time .5.
  f_before_ifr[0] = cdf[1]

  # Multiply the daily fatality rates conditional on infection and eventual
  # death (f_before_ifr) by the infection fatality rates (probability of death
  # given intection) to obtain the probability of death on day i conditional
  # on infection on day 0.
  return infection_fatality_rate[..., np.newaxis] * f_before_ifr

def make_conv_fatality_rate(infection_fatality_rate, total_days):
  """Computes the probability of death on day `i` given infection on day `j`."""
  p_fatal_all_countries = daily_fatality_probability(
      infection_fatality_rate, total_days)

  # Use the probability of death d days after infection in each country
  # to build an array of shape [total_days - 1, total_days, num_countries],
  # where the element [i, j, c] is the probability of death on day i+1 given
  # infection on day j in country c.
  conv_fatality_rate = np.zeros(
      [total_days - 1, total_days, p_fatal_all_countries.shape[0]])
  for n in range(1, total_days):
    conv_fatality_rate[n - 1, 0:n, :] = (
        p_fatal_all_countries[:, n - 1::-1]).T
  return tf.constant(conv_fatality_rate, dtype=DTYPE)

1.5 Seri Aralık

Seri aralık, bir hastalık bulaşma zincirinde birbirini izleyen vakalar arasındaki zamandır ve Gama dağılmış olduğu varsayılır. Biz gününde enfekte bir kişinin ben daha önce gün $ j $ (üzerine bulaşmış bir kişinin virüs yakalandı $, $ olasılığını hesaplamak için seri aralık dağılımının kullanılıp conv_serial_interval argüman predict_infections ).

def make_conv_serial_interval(initial_days, total_days):
  """Construct the convolutional kernel for infection timing."""

  g = tfd.Gamma(tf.cast(1. / (0.62**2), DTYPE), 1./(6.5*0.62**2))
  g_cdf = g.cdf(np.arange(total_days, dtype=DTYPE))

  # Approximate the probability mass function for the number of days between
  # successive infections.
  serial_interval = g_cdf[1:] - g_cdf[:-1]

  # `conv_serial_interval` is an array of shape
  # [total_days - initial_days, total_days] in which entry [i, j] contains the
  # probability that an individual infected on day i + initial_days caught the
  # virus from someone infected on day j.
  conv_serial_interval = np.zeros([total_days - initial_days, total_days])
  for n in range(initial_days, total_days):
    conv_serial_interval[n - initial_days, 0:n] = serial_interval[n - 1::-1]
  return tf.constant(conv_serial_interval, dtype=DTYPE)

2 Veri Ön İşleme

COUNTRIES = [
    'Austria',
    'Belgium',
    'Denmark',
    'France',
    'Germany',
    'Italy',
    'Norway',
    'Spain',
    'Sweden',
    'Switzerland',
    'United_Kingdom'
]

2.1 Müdahale verilerini getirme ve ön işleme

2.2 Vaka / ölüm verilerini alın ve müdahalelere katılın

2.3 Enfekte Ölüm Oranını ve nüfus verilerini alma ve işleme

2.4 Ülkeye özgü verileri ön işleme

# Model up to 75 days of data for each country, starting 30 days before the
# tenth cumulative death.
START_DAYS = 30
MAX_DAYS = 102
COVARIATE_COLUMNS = any_intervention_list + ['any_intervention']

# Initialize an array for number of deaths.
deaths = -np.ones((num_countries, MAX_DAYS), dtype=DTYPE)

# Assuming every intervention is still inplace in the unobserved future
num_interventions = len(COVARIATE_COLUMNS)
intervention_indicators = np.ones((num_countries, MAX_DAYS, num_interventions))

first_days = {}
for i, c in enumerate(COUNTRIES):
  c_data = data.loc[c]

  # Include data only after 10th death in a country.
  mask = c_data['deaths'].cumsum() >= 10

  # Get the date that the epidemic starts in a country.
  first_day = c_data.index[mask][0] - pd.to_timedelta(START_DAYS, 'days')
  c_data = c_data.truncate(before=first_day)

  # Truncate the data after 28 March 2020 for comparison with Flaxman et al.
  c_data = c_data.truncate(after='2020-03-28')

  c_data = c_data.iloc[:MAX_DAYS]
  days_of_data = c_data.shape[0]
  deaths[i, :days_of_data] = c_data['deaths']
  intervention_indicators[i, :days_of_data] = c_data[
    COVARIATE_COLUMNS].to_numpy()
  first_days[c] = first_day

# Number of sequential days to seed infections after the 10th death in a
# country. (N0 in authors' Stan code.)
INITIAL_DAYS = 6

# Number of days of observed data plus days to forecast. (N2 in authors' Stan
# code.)
TOTAL_DAYS = deaths.shape[1]

3 Model çıkarımı

Flaxman vd. (2020) Stan'i Hamiltonian Monte Carlo (HMC) ve No-U-Turn Sampler (NUTS) ile arka parametreden örneklemek için kullandı.

Burada, çift ortalamalı adım boyutu uyarlaması ile HMC uyguluyoruz. Ön koşullandırma ve başlatma için bir HMC pilot çalışması kullanıyoruz.

Çıkarım, bir GPU'da birkaç dakika içinde çalışır.

3.1 Model için önceliğin ve olasılığın oluşturulması

jd_prior = make_jd_prior(num_countries, num_interventions)
likelihood_fn = make_likelihood_fn(
    intervention_indicators, population_value, deaths,
    infection_fatality_rate, INITIAL_DAYS, TOTAL_DAYS)

3.2 Yardımcı Programlar

def get_bijectors_from_samples(samples, unconstraining_bijectors, batch_axes):
  """Fit bijectors to the samples of a distribution.

  This fits a diagonal covariance multivariate Gaussian transformed by the
  `unconstraining_bijectors` to the provided samples. The resultant
  transformation can be used to precondition MCMC and other inference methods.
  """
  state_std = [    
      tf.math.reduce_std(bij.inverse(x), axis=batch_axes)
      for x, bij in zip(samples, unconstraining_bijectors)
  ]
  state_mu = [
      tf.math.reduce_mean(bij.inverse(x), axis=batch_axes)
      for x, bij in zip(samples, unconstraining_bijectors)
  ]
  return [tfb.Chain([cb, tfb.Shift(sh), tfb.Scale(sc)])
          for cb, sh, sc in zip(unconstraining_bijectors, state_mu, state_std)]

def generate_init_state_and_bijectors_from_prior(nchain, unconstraining_bijectors):
  """Creates an initial MCMC state, and bijectors from the prior."""
  prior_samples = jd_prior.sample(4096)

  bijectors = get_bijectors_from_samples(
      prior_samples, unconstraining_bijectors, batch_axes=0)

  init_state = [
    bij(tf.zeros([nchain] + list(s), DTYPE))
    for s, bij in zip(jd_prior.event_shape, bijectors)
  ]

  return init_state, bijectors

@tf.function(autograph=False, experimental_compile=True)
def sample_hmc(
    init_state,
    step_size,
    target_log_prob_fn,
    unconstraining_bijectors,
    num_steps=500,
    burnin=50,
    num_leapfrog_steps=10):

    def trace_fn(_, pkr):
        return {
            'target_log_prob': pkr.inner_results.inner_results.accepted_results.target_log_prob,
            'diverging': ~(pkr.inner_results.inner_results.log_accept_ratio > -1000.),
            'is_accepted': pkr.inner_results.inner_results.is_accepted,
            'step_size': [tf.exp(s) for s in pkr.log_averaging_step],
        }

    hmc = tfp.mcmc.HamiltonianMonteCarlo(
        target_log_prob_fn,
        step_size=step_size,
        num_leapfrog_steps=num_leapfrog_steps)

    hmc = tfp.mcmc.TransformedTransitionKernel(
        inner_kernel=hmc,
        bijector=unconstraining_bijectors)

    hmc = tfp.mcmc.DualAveragingStepSizeAdaptation(
        hmc,
        num_adaptation_steps=int(burnin * 0.8),
        target_accept_prob=0.8,
        decay_rate=0.5)

    # Sampling from the chain.
    return tfp.mcmc.sample_chain(
        num_results=burnin + num_steps,
        current_state=init_state,
        kernel=hmc,
        trace_fn=trace_fn)

3.3 Etkinlik alanı bağlayıcılarını tanımlayın

HMC, izotropik çok değişkenli bir Gauss dağılımından ( Mangoubi & Smith (2017) ) örnekleme yaparken en etkilidir, bu nedenle ilk adım, hedef yoğunluğun olabildiğince çok benzeyecek şekilde önceden koşullandırılmasıdır.

İlk ve en önemlisi, kısıtlı (örneğin, negatif olmayan) değişkenleri, HMC'nin gerektirdiği kısıtlanmamış bir alana dönüştürüyoruz. Ek olarak, dönüştürülen hedef yoğunluğun kuyruklarının ağırlığını değiştirmek için SinhArcsinh bijektör kullanıyoruz; bunların kabaca $ e ^ {- x ^ 2} $ şeklinde düşmesini istiyoruz.

unconstraining_bijectors = [
    tfb.Chain([tfb.Scale(tf.constant(1 / 0.03, DTYPE)), tfb.Softplus(),
                tfb.SinhArcsinh(tailweight=tf.constant(1.85, DTYPE))]), # tau
    tfb.Chain([tfb.Scale(tf.constant(1 / 0.03, DTYPE)), tfb.Softplus(),
                tfb.SinhArcsinh(tailweight=tf.constant(1.85, DTYPE))]), # initial_cases
    tfb.Softplus(), # psi
    tfb.Softplus(), # kappa
    tfb.Softplus(), # mu
    tfb.Chain([tfb.Scale(tf.constant(0.4, DTYPE)), tfb.Softplus(),
                tfb.SinhArcsinh(skewness=tf.constant(-0.2, DTYPE), tailweight=tf.constant(2., DTYPE))]), # alpha
    tfb.Softplus(), # ifr_noise
]

3.4 HMC pilot çalışması

İlk önce dönüştürülmüş uzayda 0'lardan başlatılan, önceki tarafından önceden koşullandırılan HMC'yi çalıştırıyoruz. Zinciri başlatmak için önceki örnekleri kullanmıyoruz, çünkü pratikte bunlar genellikle zayıf sayısallardan dolayı sıkışmış zincirlerle sonuçlanıyor.

%%time

nchain = 32

target_log_prob_fn = lambda *x: jd_prior.log_prob(*x) + likelihood_fn(*x)
init_state, bijectors = generate_init_state_and_bijectors_from_prior(nchain, unconstraining_bijectors)

# Each chain gets its own step size.
step_size = [tf.fill([nchain] + [1] * (len(s.shape) - 1), tf.constant(0.01, DTYPE)) for s in init_state]

burnin = 200
num_steps = 100

pilot_samples, pilot_sampler_stat = sample_hmc(
    init_state,
    step_size,
    target_log_prob_fn,
    bijectors,
    num_steps=num_steps,
    burnin=burnin,
    num_leapfrog_steps=10)

CPU times: user 56.8 s, sys: 2.34 s, total: 59.1 s
Wall time: 1min 1s

3.5 Pilot örnekleri görselleştirin

Sıkışmış zincirler ve göz kamaştırıcı birleşme arıyoruz. Burada resmi teşhis yapabiliriz, ancak bu sadece bir pilot çalışması olduğu için çok gerekli değil.

import arviz as az
az.style.use('arviz-darkgrid')

var_name = ['tau', 'initial_cases', 'psi', 'kappa', 'mu', 'alpha', 'ifr_noise']

pilot_with_warmup = {k: np.swapaxes(v.numpy(), 1, 0)
                     for k, v in zip(var_name, pilot_samples)}

Isınma sırasında sapmaları gözlemliyoruz, çünkü öncelikle çift ortalama alma adım boyutu uyarlaması, optimum adım boyutu için çok agresif bir arama kullanıyor. Adaptasyon kapandığında, farklılıklar da kaybolur.

az_trace = az.from_dict(posterior=pilot_with_warmup,
                        sample_stats={'diverging': np.swapaxes(pilot_sampler_stat['diverging'].numpy(), 0, 1)})
az.plot_trace(az_trace, combined=True, compact=True, figsize=(12, 8));

png

plt.plot(pilot_sampler_stat['step_size'][0]);

png

3.6 HMC'yi Çalıştırma

Prensipte pilot numuneleri son analiz için kullanabilirdik (yakınsama elde etmek için daha uzun süre çalıştırırsak), ancak bu sefer pilot numuneler tarafından önceden koşullandırılan ve başlatılan başka bir HMC çalışmasını başlatmak biraz daha verimli.

%%time

burnin = 50
num_steps = 200

bijectors = get_bijectors_from_samples([s[burnin:] for s in pilot_samples],
                                       unconstraining_bijectors=unconstraining_bijectors,
                                       batch_axes=(0, 1))

samples, sampler_stat = sample_hmc(
    [s[-1] for s in pilot_samples],
    [s[-1] for s in pilot_sampler_stat['step_size']],
    target_log_prob_fn,
    bijectors,
    num_steps=num_steps,
    burnin=burnin,
    num_leapfrog_steps=20)

CPU times: user 1min 26s, sys: 3.88 s, total: 1min 30s
Wall time: 1min 32s

plt.plot(sampler_stat['step_size'][0]);

png

3.7 Örnekleri görselleştirme

import arviz as az
az.style.use('arviz-darkgrid')

var_name = ['tau', 'initial_cases', 'psi', 'kappa', 'mu', 'alpha', 'ifr_noise']

posterior = {k: np.swapaxes(v.numpy()[burnin:], 1, 0)
             for k, v in zip(var_name, samples)}
posterior_with_warmup = {k: np.swapaxes(v.numpy(), 1, 0)
             for k, v in zip(var_name, samples)}

Zincirlerin özetini hesaplayın. 1'e yakın yüksek ESS ve r_hat arıyoruz.

az.summary(posterior)

az_trace = az.from_dict(posterior=posterior_with_warmup,
                        sample_stats={'diverging': np.swapaxes(sampler_stat['diverging'].numpy(), 0, 1)})
az.plot_trace(az_trace, combined=True, compact=True, figsize=(12, 8));

png

Tüm boyutlarda otomatik korelasyon işlevlerine bakmak öğreticidir. Hızlı bir şekilde aşağı inen, ancak negatife girecek kadar çok olmayan işlevler arıyoruz (bu, HMC'nin bir rezonansa çarptığının bir göstergesidir, bu ergodiklik için kötüdür ve önyargıya neden olabilir).

with az.rc_context(rc={'plot.max_subplots': None}):
  az.plot_autocorr(posterior, combined=True, figsize=(12, 16), textsize=12);

png

4 Sonuçlar

Aşağıdaki grafikler, Flaxman ve diğerlerindeki analize benzer şekilde, $ R_t $ üzerindeki posterior tahmin dağılımlarını, ölüm sayısını ve enfeksiyon sayısını analiz eder. (2020).

total_num_samples = np.prod(posterior['mu'].shape[:2])

# Calculate R_t given parameter estimates.
def rt_samples_batched(mu, intervention_indicators, alpha):
  linear_prediction = tf.reduce_sum(
      intervention_indicators * alpha[..., np.newaxis, np.newaxis, :], axis=-1)
  rt_hat = mu[..., tf.newaxis] * tf.exp(-linear_prediction, name='rt')
  return rt_hat

alpha_hat = tf.convert_to_tensor(
    posterior['alpha'].reshape(total_num_samples, posterior['alpha'].shape[-1]))
mu_hat = tf.convert_to_tensor(
    posterior['mu'].reshape(total_num_samples, num_countries))
rt_hat = rt_samples_batched(mu_hat, intervention_indicators, alpha_hat)
sampled_initial_cases = posterior['initial_cases'].reshape(
    total_num_samples, num_countries)
sampled_ifr_noise = posterior['ifr_noise'].reshape(
    total_num_samples, num_countries)
psi_hat = posterior['psi'].reshape([total_num_samples])

conv_serial_interval = make_conv_serial_interval(INITIAL_DAYS, TOTAL_DAYS)
conv_fatality_rate = make_conv_fatality_rate(infection_fatality_rate, TOTAL_DAYS)
pred_hat = predict_infections(
    intervention_indicators, population_value, sampled_initial_cases, mu_hat,
    alpha_hat, conv_serial_interval, INITIAL_DAYS, TOTAL_DAYS)
expected_deaths = predict_deaths(pred_hat, sampled_ifr_noise, conv_fatality_rate)

psi_m = psi_hat[np.newaxis, ..., np.newaxis]
probs = tf.clip_by_value(expected_deaths / (expected_deaths + psi_m), 1e-9, 1.)
predicted_deaths = tfd.NegativeBinomial(
    total_count=psi_m, probs=probs).sample()

# Predict counterfactual infections/deaths in the absence of interventions
no_intervention_infections = predict_infections(
    intervention_indicators,
    population_value,
    sampled_initial_cases,
    mu_hat,
    tf.zeros_like(alpha_hat),
    conv_serial_interval,
    INITIAL_DAYS, TOTAL_DAYS)

no_intervention_expected_deaths = predict_deaths(
    no_intervention_infections, sampled_ifr_noise, conv_fatality_rate)
probs = tf.clip_by_value(
    no_intervention_expected_deaths / (no_intervention_expected_deaths + psi_m),
    1e-9, 1.)
no_intervention_predicted_deaths = tfd.NegativeBinomial(
    total_count=psi_m, probs=probs).sample()

4.1 Müdahalelerin etkinliği

Flaxman ve ark. (2020).

def intervention_effectiveness(alpha):

  alpha_adj = 1. - np.exp(-alpha + np.log(1.05) / 6.)
  alpha_adj_first = (

      1. - np.exp(-alpha - alpha[..., -1:] + np.log(1.05) / 6.))

  fig, ax = plt.subplots(1, 1, figsize=[12, 6])
  intervention_perm = [2, 1, 3, 4, 0]
  percentile_vals = [2.5, 97.5]
  jitter = .2

  for ind in range(5):
    first_low, first_high = tfp.stats.percentile(
        alpha_adj_first[..., ind], percentile_vals)
    low, high = tfp.stats.percentile(
        alpha_adj[..., ind], percentile_vals)

    p_ind = intervention_perm[ind]
    ax.hlines(p_ind, low, high, label='Later Intervention', colors='g')
    ax.scatter(alpha_adj[..., ind].mean(), p_ind, color='g')
    ax.hlines(p_ind + jitter, first_low, first_high,
              label='First Intervention', colors='r')
    ax.scatter(alpha_adj_first[..., ind].mean(), p_ind + jitter, color='r')

    if ind == 0:
      plt.legend(loc='lower right')
  ax.set_yticks(range(5))
  ax.set_yticklabels(
      [any_intervention_list[intervention_perm.index(p)] for p in range(5)])
  ax.set_xlim([-0.01, 1.])
  r = fig.patch
  r.set_facecolor('white') 

intervention_effectiveness(alpha_hat)

png

4.2 Ülkelere göre enfeksiyonlar, ölümler ve R_t

Flaxman ve ark. (2020).

png

4.3 Müdahaleli ve müdahalesiz günlük tahmini / tahmin edilen ölüm sayısı

png