AI 요약 · 영어에서 AI 번역
Exponential Convex Calibration Dimension for the Multi-Label Jaccard Measure
Mingyuan Zhang
TL;DR
이 논문은 비분해적 multi-label Jaccard loss를 calibration하는 데 필요한 차원을 연구한다. exact calibration에는 exponential dimension이 필요함을 보이는 한편, 명시적인 regret floor를 갖는 polynomial-dimensional approximation을 확립한다.
문제
이 논문은 multi-label classification에서 비분해적이고 집합값인 Jaccard loss의 exact 및 approximate calibration에 prediction dimension이 어떤 영향을 미치는지 다룬다.
출처: §1 · p. 1방법
결과
Exact calibration에는 Θ(2^s) prediction coordinate가 필요하지만, signed MinHash surrogate는 regret floor α에 대해 확률 1 −ρ 이상으로 O((s + log(1/ρ))/α^2) dimension을 달성한다.
출처: §7 · p. 8핵심 요점 및 한계
Zero-regret calibration은 exponentially dimensional인 반면, 모든 고정 additive regret tolerance은 polynomial prediction dimension을 허용한다.
출처: §7 · p. 8Exact convex calibration dimension은 factor of two 이내에서 remains open이며, approximate construction은 inference complexity를 해결하지 못한다.
출처: §5 · p. 5, §6.2 · p. 8, §7 · p. 8
Abstract
from arXiv · showhide
The per-instance Jaccard score, or intersection over union (IoU), is standard in multi-label classification and binary segmentation. With $s$ labels, its loss matrix has $2^s$ outcomes and reports. Under the convention $\mathrm{Jac}(\varnothing,\varnothing)=1$, we prove that the Jaccard score, shifted-loss, and ordinary loss matrices are nonsingular and that the loss columns have affine dimension $2^s-1$. The proof combines a finite MinHash Gram representation with Boolean Möbius inversion. For exact calibration, we prove $2^{s-1} \leq \mathrm{CCdim}(L^{\mathrm{Jac}}) \leq 2^s-1$. The lower bound uses a factorially weighted distribution with $2^{s-1}+1$ supported outcomes and Bayes-optimal reports. Consequently, every exactly calibrated convex surrogate requires exponentially many prediction coordinates. We also give two polynomial-dimensional approximation guarantees with explicit regret transfers. A new $F_1$-to-Jaccard transfer turns an existing $(s^2+1)$-dimensional $F_1$ surrogate into a polynomial-time rule with asymptotic Jaccard regret at most $3-2\sqrt{2}$. For any $α>0$ and $0<ρ<1$, a MinHash square-loss surrogate attains Jaccard-regret floor $α$ uniformly over arbitrary conditional label distributions. With probability at least $1-ρ$, the direct construction has dimension $O((s^2+s\log(1/ρ))/α^2)$, while a signed variant has dimension $O((s+\log(1/ρ))/α^2)$. Thus zero-regret calibration requires exponential dimension, whereas every fixed additive regret tolerance admits polynomial prediction dimension.
1 서론
이 절에서는 Jaccard/IoU의 비분해적 multi-label 구조 때문에 exact convex calibration에는 지수적으로 큰 prediction dimension이 필요하지만, polynomial-dimensional surrogate는 통제된 additive regret를 달성함을 보인다. 또한 관련 loss matrix를 특성화하고 F1 및 MinHash 기반 approximation 경로를 전개한다.
동기
- Jaccard/IoU는 intersection over union을 통해 예측 label subset과 실제 label subset을 비교하므로, instance-wise loss는 label 간에 비분해적이다.output space에는 2^s개의 집합이 존재하지만, exponential output만으로 calibrated convex surrogate에 필요한 dimension이 결정되지는 않는다.출처: §1 · p. 1
Matrix 구조
- 세 Jaccard 관련 matrix 모두 rank 2^s를 가지며, loss column의 affine dimension은 2^s − 1이다.증명은 finite MinHash Gram representation과 Boolean Möbius inversion을 사용하며, 그 결과 2^s − 1차원에서 exact calibrated surrogate를 얻는다.출처: §1 · pp. 1–2
Approximation 보장
- F1-to-Jaccard regret transfer는 quadratic-dimensional calibrated F1 surrogate를 asymptotic Jaccard regret가 3 − 2√2 이하인 polynomial-time rule로 변환한다.점별로 Jac = F1/(2 − F1)이지만 expectation은 이 nonlinear transformation과 교환되지 않으므로, F1-optimal report와 Jaccard-optimal report는 다를 수 있다.출처: §1 · p. 2
- α > 0이고 0 < ρ < 1일 때, MinHash square-loss surrogate는 probability at least 1 − ρ로 asymptotic Jaccard regret at most α를 달성한다.direct construction의 dimension은 O((s^2 + s log(1/ρ))/α^2)인 반면, signed MinHash의 dimension은 O((s + log(1/ρ))/α^2)이다.출처: §1 · p. 2
2 설정 및 calibration 배경
이 절에서는 유한 outcome 및 report space, 관련 score 및 loss matrix, affine dimension 표기를 통해 multi-label Jaccard scoring을 형식화한다. 또한 convex calibration dimension을 정의하고 Ramaswamy and Agarwal (2016)의 일반 결과를 소개한다.
표기법
- 설정은 s개 label, outcome/report space Y = 2^[s], 그리고 N = 2^s개의 가능한 outcome과 report를 사용한다.Outcome과 report는 A, B ∈ Y로 표기한다.출처: §2 · p. 2
Jaccard score와 loss
- Jaccard score matrix S의 원소는 S_A,B = Jac(A, B)이고, loss matrix는 L − U = −S를 만족한다.여기서 U는 all-ones matrix다.출처: §2 · p. 2
선형대수 표기
- 이 절에서는 유한 벡터 집합을 분석하기 위해 restriction, submatrix, matrix column, column-affine dimension을 정의한다.M = [m_1 · · · m_k]일 때, affdim(M)은 그 column들의 affine dimension이다.출처: §2 · p. 2
Bayes risk
- p ∈ Δ_N에 대해 conditional risk는 p^T L_·,B이며, Bayes-optimal report와 그 trigger probability set은 이러한 risk로부터 정의된다.Support는 supp(p) = {A ∈ Y : p_A > 0}다.출처: §2 · p. 2
Calibration 배경
- Convex calibration은 convex domain, convex coordinate function, report로의 link pred를 사용하며, CCdim(L)은 calibration을 달성하는 최소 prediction dimension이다 (Ramaswamy and Agarwal, 2016).인용된 연구는 여기서 참조하는 일반 결과와 정의를 제공한다.출처: §2 · p. 3
3 관련 연구
기존 연구는 MinHash–Jaccard 연결, instance-wise Jaccard 예측의 계산적 난이도, IoU에 기반한 다루기 쉬운 surrogate를 확립했다. 본 논문은 유한 MinHash–Möbius 증명을 제시하고, 지수적인 Jaccard prediction-dimension bound를 quadratic F1 결과 및 기존 calibration theory와 비교한다.
Jaccard matrix와 MinHash
- 이 논문은 완전한 nonempty Jaccard matrix의 무한 positive-semidefinite decomposition을 유한 MinHash와 Boolean Möbius inversion proof로 대체한 뒤, 이에 대응하는 loss matrix를 분석한다.MinHash collision probability는 Jaccard similarity와 같다. 한편 strict positive definiteness는 Gower (1971)를 따른 Bouchard et al. (2013)에 의해 기존에 증명되었다.출처: §3 · p. 3
Instance-wise Jaccard prediction
- Instance-wise Jaccard-risk minimization은 어렵다. empirical Bayes prediction은 계산적으로 어려운 Jaccard-median problem이며, 이에 대한 approximation algorithm이 알려져 있다.Dembczy´nski et al. (2012)은 multi-label loss에 대한 decision-theoretic risk minimization을 연구하고, 임의의 conditional joint distribution에서 exact Jaccard-risk minimization이 어렵다는 점을 강조했다.출처: §3 · p. 3
- 분석 대상 loss는 instance-wise loss로, conditional distribution 아래에서 outcome–report loss를 평균낸다. 이는 threshold 및 calibrated-utility method를 지원하는 population-confusion 또는 expected-utility formulation과 다르다(Bao and Sugiyama, 2020).이 구분은 여기서 연구하는 finite instance-wise loss가 아니라 micro- 및 instance-averaged linear-fractional metric에 관한 것이다.출처: §3 · p. 3
IoU를 위한 convex surrogate
- Lovász hinge와 Lovász–Softmax는 다루기 쉬운 IoU-motivated objective를 제공하지만, 경험적 유용성만으로 calibration이 확립되지는 않는다. 또한 target set function이 modular하지 않으면 Lovász hinge는 inconsistent하다.이 objective들은 submodular loss와 IoU에 기반하며 segmentation에서 큰 영향을 미쳤다.출처: §3 · p. 3
Prediction dimension
- quadratic F1 convex calibration dimension과 달리, 이 논문은 exponential Jaccard prediction-dimension bound를 확립하며 instance-wise Jaccard loss에 대한 기존 exponential lower bound는 보고되지 않았다고 밝힌다.Convex calibration dimension은 Ramaswamy and Agarwal (2012)이 도입했고 Ramaswamy and Agarwal (2016)이 trigger-set geometry를 통해 발전시켰다. Zhang (2026)은 aligned empty-set convention 아래에서 CCdim(LF1) = Θ(s2)을 증명했다. Jaccard lower bound는 Jaccard-specific tied Bayes report family와 feasible-subspace theorem을 사용한다. 한편 exact calibration dimension 자체는 고정된 additive target-regret tolerance에 대한 dimension의 lower bound를 제공하지 않는다.출처: §3 · pp. 3–4
4 정확한 rank와 affine dimension
Jac(∅,∅)=1이라는 convention에서 Jaccard score, shifted-loss, ordinary loss matrix는 exact rank를 가지며, loss column의 affine dimension은 2^s−1이다. 증명은 MinHash Gram representation과 Boolean Möbius inversion을 결합해 2^s−1의 calibration-dimension upper bound를 얻는다.
정확한 rank와 affine dimension
- nonempty-set score block K는 strictly positive definite이므로 rank(K) = 2^s−1이다.K를 MinHash Gram matrix로 나타내고 Boolean Möbius inversion을 사용해 자명하지 않은 common null vector를 배제한다.출처: §4 · p. 4
정확한 랭크와 아핀 차원
- 손실 행렬 L은 블록 커널 방정식이 모든 영벡터를 소거하도록 강제하므로 비특이이다.점수 열은 선형 독립이며, 가역 아핀 사상 x → 1_N − x가 그 아핀 차원을 손실 열로 옮긴다.출처: §4 · p. 4
Calibration-dimension upper bound
- Theorem 4.2는 calibration-dimension upper bound CCdim(L^Jac) ≤ 2^s−1을 함의한다.동치로, 임의의 2^s-class conditional distribution을 2^s−1개 coordinate로 추정하고 estimated Jaccard risk를 최소화해 decode할 수 있다.출처: §4 · p. 4
정확한 rank와 affine dimension
- 제시된 empty-set convention에서 rank(S) = rank(L − U) = 2^s−1, rank(L) = 2^s, 그리고 affdim(L) = 2^s−1이다.score matrix는 empty-set entry 1과 positive-definite nonempty-set block K로 이루어진 block diagonal matrix이며, affine dimension은 score column에서 loss column으로 전달된다.출처: §4 · p. 4
5 지수적 calibration-dimension 하한
Jaccard loss는 지수적인 convex calibration dimension을 갖는다: 2^(s-1) ≤ CCdim(L^Jac) ≤ 2^s−1, 따라서 CCdim(L^Jac) = Θ(2^s)이다. 하한은 factorial하게 균형 잡힌 witness distribution에서 유도되며, 이 분포의 Bayes-optimal reports가 지수적으로 큰 affine space를 span하므로 모든 conditional label distribution에 대해 균일하게 exact한 polynomial-dimensional convex surrogate를 배제한다.
하한 witness
- factorial하게 가중된 distribution은 고정된 core label을 포함하는 모든 report의 균형을 맞춰 2^(s−1)+1개의 report를 Bayes-optimal로 만든다.이 distribution을 empty outcome과 혼합하면 empty report가 witness set의 모든 report와 동률을 이룬다.출처: §5 · pp. 4–5
하한 증명
- active score submatrix는 nonsingular이므로 optimal columns의 affine dimension은 2^(s−1)이고, 이에 따라 지수적 하한이 성립한다.witness distribution에서 이들의 차이 span은 positive probability vector에 직교하는 hyperplane 전체를 채우므로, 실현 가능한 방향이 남지 않는다.출처: §5 · p. 5
함의와 간극
- 이 결과는 모든 conditional label distribution에 대해 균일하게 exactly calibrated한 polynomial-dimensional convex surrogate를 배제한다.이 exactness 조건이 중요한 이유는 이후의 approximation guarantee가 이 지수적 요구를 피하기 때문이다.출처: §5 · p. 5
대안 관례
- 관례를 Jac(∅,∅) = 0으로 바꿔도 지수적 결론은 변하지 않는다.empty outcome을 혼합하지 않아도 동일한 factorial witness가 작동한다.출처: §5 · p. 5
6 다항 차원 근사 surrogate
영이 아닌 분포 비의존 regret floor를 허용하면 다항 차원의 근사 Jaccard surrogate를 얻을 수 있다. F1 transfer는 상수 regret floor를 보장하며, MinHash 구성은 명시적인 차원 bound와 함께 임의의 고정 regret floor를 달성한다.
F1-to-Jaccard transfer
- (s^2 + 1)-차원 F1 surrogate와 polynomial-time link는 Jaccard에 대해 c⋆-approximately consistent가 되며, 여기서 c⋆ = 3 − 2√2 ≈ 0.1716이다.이 transfer는 모든 distribution과 prediction sequence에 적용되지만, F1-optimal report와 Jaccard-optimal report가 다를 수 있으므로 nonzero worst-case floor를 유지한다.출처: §6.1 · p. 6
MinHash construction
- Jac(∅, ∅) = 1에서의 MinHash identity는 uniform finite-sample approximation과 그에 따른 convex square-loss consistency guarantee를 가능하게 한다.Uniform random permutation이 identity를 제공하고, approximation event가 conditional 및 population regret bound를 뒷받침한다.출처: §6.2 · pp. 6–7
- Signed MinHash variant는 O((s + log(1/ρ))/α^2) 차원에서 동일한 α-approximate consistency를 달성하며, O(s/α^2)에서 deterministic existence를 갖는다.이 결과는 feature construction에 대해 적어도 1 −ρ의 probability로 성립하며, ρ = 1/2로 고정하면 deterministic bound를 얻는다.출처: §6.2 · p. 8
Decoding and approximation
- Polynomial prediction dimension이 polynomial-time decoding을 뜻하지는 않는다. exact MinHash link는 모든 2^s report에 대해 maximize하는 반면, F1 proxy는 polynomial-time decoding을 제공하지만 constant regret floor를 갖는다.Approximate decoding은 regret bound에 τ를 더하므로, overall floor α를 위해 kernel 및 decoding budget이 2η + τ ≤ α를 만족해야 한다.출처: §6.2 · p. 8
7 결론
결론은 정확히 calibration된 multi-label Jaccard surrogate에 지수적인 prediction dimension이 필요하지만, approximation을 사용하면 nonzero regret floor에서 polynomial dimension이 가능함을 확립한다. 정확한 calibration dimension과 효율적인 inference는 여전히 미해결 문제다.
정확한 calibration
- 정확한 Jaccard calibration에는 Θ(2^s)의 prediction coordinate가 필요하며, 정확한 dimension은 여전히 factor of two 범위에서 해결되지 않았다.유한 MinHash Gram representation과 Boolean Möbius inversion으로 maximal matrix rank와 affine dimension을 도출한다.출처: §7 · p. 8
Approximation
- Zhang et al. (2020)의 polynomial-time decoder를 사용하는 F1 transfer는 asymptotic Jaccard regret를 최대 3 − 2√2로 달성한다.출처: §7 · p. 8
- 임의의 α > 0에 대해 signed MinHash square-loss surrogate는 확률이 최소 1 − ρ일 때 O((s + log(1/ρ))/α^2) dimension에서 regret floor α를 달성한다.MinHash link는 여전히 2^s개의 report에 대해 탐색할 수 있으므로, polynomial prediction dimension이 inference complexity를 해결하지는 않는다.출처: §7 · p. 8
A 정확한 rank 결과의 증명 · A.1 Lemma 4.1의 증명
이 증명은 MinHash Gram 표현과 Boolean Möbius inversion을 결합해 공집합이 아닌 집합에 대한 Jaccard kernel의 엄밀한 양의 정부호성을 보인다. MinHash 일치는 제곱합 quadratic form을 만들며, 그 값이 0인 경우 모든 계수가 소거되어야 함을 보인다.
A.1 Lemma 4.1의 증명
- MinHash identity는 두 공집합이 아닌 집합의 균등 순열 최솟값이 일치할 확률로 Jaccard similarity를 나타낸다.합집합의 첫 번째 원소는 균등하게 분포하며, 그 최솟값이 교집합에 속할 때 정확히 일치한다.출처: §A.1 · p. 9
- 각 순열과 index에 대해, 증명은 pairwise product가 MinHash agreement를 부호화하는 column vector를 구성한다.index에 대해 합을 취하면 두 MinHash가 일치한다는 indicator가 된다.출처: §A.1 · p. 9
- 이 구성은 kernel의 Gram representation을 제공하므로 K ⪰ 0을 확립한다.이 표현은 quadratic form을 음이 아닌 제곱들의 유한합으로 나타낸다.출처: §A.1 · p. 9
- x⊤Kx = 0이면 유한합의 모든 제곱이 소거되어야 하므로, 각 vector inner product h⊤π,jx가 0이 된다.이 논증은 nullspace 문제를 순열과 원소로 index된 제약으로 환원한다.출처: §A.1 · p. 9
- 따라서 kernel은 trivial nullspace를 가지며 엄밀한 양의 정부호이다: K ≻ 0.증명은 MinHash sum-of-squares representation과 inversion argument를 결합해 엄밀성을 얻는다.출처: §A.1 · p. 9
- 신중하게 선택한 순열을 사용하면 첫 번째 원소가 j인 집합은 정확히 R ⊆ T에 대해 {j} ∪ R인 집합이 된다.고정된 j와 T에 대해 T ∪ {j} 밖의 원소는 j보다 앞에 오고, T의 원소는 j 뒤에 온다.출처: §A.1 · p. 9
- 이후 Boolean Möbius inversion은 모든 T에 대해 x_{ {j} ∪ T } = 0을 강제한다.모든 공집합이 아닌 집합은 어떤 j를 포함하므로 x의 모든 좌표가 사라진다.출처: §A.1 · p. 9
A.2 정리 4.2의 증명 · B factorial balancing identity의 증명
정리 4.2는 score matrix와 loss matrix의 full rank를 보인 뒤, 가역 affine map을 통해 affine independence를 전달하여 증명한다. factorial balancing identity는 부분집합을 분해하고 factorial 항을 재그룹화한 다음 Vandermonde’s identity를 적용하여 얻는다.
A.2 정리 4.2의 증명
- score matrix S는 nonsingular이므로 rank(S) = rank(L − U) = N이다.출처: §A.2 · p. 9
- loss matrix L도 full rank이며, K의 invertibility를 이용해 block-form nullspace 방정식을 정리하면 rank(L) = N이다.출처: §A.2 · p. 10
- N개의 score column은 linearly independent이면서 affinely independent이므로 affdim(S) = N − 1이다.출처: §A.2 · p. 10
- 가역 affine map z 7→ 1_N − z를 score column에 적용하면 independence가 보존되고 affdim(L) = N − 1을 얻는다.출처: §A.2 · p. 10
B factorial balancing identity의 증명
- factorial identity의 경우 모든 부분집합 D는 C 내부의 I와 C 외부의 E를 사용해 D = I ⊔ E로 유일하게 분해된다.출처: B Proof of the factorial balancing… · p. 10
- 이 분해에 따라 교집합과 합집합은 |C ∩ D| = i, |C ∪ D| = c + j, |D| = i + j로 parameterize된다.출처: B Proof of the factorial balancing… · p. 10
- i와 무관한 항을 인수분해한 뒤, c + j + 1을 곱하고 index를 재설정한 두 합을 결합하여 auxiliary factorial sum을 검증한다.출처: B Proof of the factorial balancing… · pp. 10–11
- d = j + r로 설정하면 공통 factorial denominator를 기준으로 항이 묶이고, Vandermonde’s identity가 binomial-coefficient sum을 계산하여 equation (6)을 완성한다.출처: B Proof of the factorial balancing… · p. 11
C 지수적 하한의 증명 … D.2 Lemma 6.2의 증명
증명에서는 2^(s−1)+1개의 활성 Bayes-optimal report를 강제하는 factorial 가중 분포를 구성하고, F1-to-Jaccard regret transfer를 확립하며, Hoeffding’s inequality와 union bound로 MinHash concentration을 도출한다.
C 지수적 하한의 증명
- factorial distribution은 지지집합에 속하는 2^(s−1)+1개의 outcome을 만들며, 이들의 report는 정확히 Bayes-optimal인 반면 다른 모든 report는 엄밀히 suboptimal이다.구성에서는 먼저 U의 report들을 동률로 만든 다음, empty outcome의 mass를 조정해 empty report도 동률이 되게 한다.출처: C Proof of the exponential lower bound · pp. 11–12
- 구성된 distribution에서의 Two-sided feasible perturbations는 support 바깥의 변화를 0으로 만들고 normalization을 보존하며 모든 활성 비교 equality를 유지한다.충분히 작은 perturbation에서는 엄밀한 inactive risk gap이 계속 엄밀하게 유지되므로, local feasible subspace가 규정된다.출처: C Proof of the exponential lower bound · p. 12
- 활성 제약은 lineality space를 eliminate하며, active-support cardinality와 결합해 하한 논증을 완성한다.직교성 조건은 활성 섭동을 p_A에 비례하게 만들고, 정규화는 스칼라가 영이 되도록 강제한다.출처: C Proof of the exponential lower bound · p. 12
D polynomial-dimensional approximation 결과의 증명
- conditional transfer에서는 함수 a를 분석한다. feasible interval이 z⋆를 포함하면 maximum is c⋆이고, 그렇지 않으면 endpoint에서 발생한다.이에 따라 F1 regret로부터 Jaccard regret을 제어하는 piecewise bound를 얻는다.출처: §D.1 · p. 13
D.1 Proposition 6.1의 증명
- F1-to-Jaccard 증명에서는 concave envelope H를 통해 conditional regret을 bound한 다음, Jensen’s inequality를 사용해 결과를 population regret으로 확장한다.F1-Bayes classifier의 경우, resulting Jaccard regret은 H(0)=c⋆ 이하이다.출처: §D.1 · p. 13
D.2 Lemma 6.2의 증명
- 각 outcome–report pair에 대해 MinHash summand는 평균이 Jac(A,B)인 independent Bernoulli variable이다. Hoeffding’s inequality와 union bound로 uniform concentration guarantee를 확립한다.ordered pair는 4^s개이며, resulting bound를 M에 대해 풀면 필요한 sample size를 얻는다.출처: §D.2 · p. 13
D.3 정리 6.3의 증명 · D.4 따름정리 6.4의 증명 · E 대안적 empty-set convention
이 증명은 uniform kernel approximation과 square-loss geometry를 통해 MinHash square-loss regret 보장을 확립한 뒤, 이를 signed features로 확장한다. Jac(∅,∅)=0에서는 nonsingularity와 calibration dimension이 구체적으로 달라진다.
D.3 정리 6.3의 증명
- Uniform MinHash approximation, score maximization, Cauchy–Schwarz를 결합하면 approximation error가 conditional Jaccard-regret bound로 변환된다.이 증명은 bias–variance identity와 minimizer u = µp를 통해 관련 feature-map distance를 square-loss regret와 연결한다.출처: §D.3 · pp. 14–15
- Conditional inequality를 각 점에 적용하고 평균을 취하면 population regret guarantee와 surrogate regret가 사라질 때의 approximate consistency를 얻는다.Consistency 단계에서는 η = α/2로 두고 population bound를 사용한다.출처: §D.3 · p. 15
- 결과적인 feature dimension은 sample bound를 ceiling한 뒤 block size s + 1을 곱해 얻으며, 보장을 만족하는 하나의 고정 feature realization이 존재한다.Uniform-approximation event의 확률이 양수이므로 모든 bound를 만족하는 realization이 적어도 하나 존재한다.출처: §D.3 · p. 15
D.4 따름정리 6.4의 증명
- Signed MinHash features는 Jaccard kernel에 대해 여전히 unbiased하며, union bound와 함께 Hoeffding’s inequality를 적용하면 필요한 uniform approximation을 얻는다.Signed feature-map distance는 2로 bound되므로, 앞선 증명을 η = α/2로 적용할 수 있다.출처: §D.4 · p. 15
E 대안적 empty-set convention
- Jac(∅,∅)=0이면 score matrix의 rank는 N − 1인 반면, loss matrix는 여전히 full rank N이다.Empty score column은 0이고 나머지 score columns는 independent이며, loss rank는 제시된 block equations에서 따른다.출처: E The alternative empty-set convention · p. 15
- 대안적 convention에서는 loss affine dimension이 N − 1이고 calibration lower bound는 2^s−1 −1이 되지만, upper bound는 2^s −1로 유지된다.Lower bound는 empty outcome을 제외한 factorial distribution을 사용하며, 이 분포의 support와 exact Bayes-optimal report set은 모두 크기가 2^s−1이다.출처: E The alternative empty-set convention · p. 15