入数据分布（环境）时，若基于模型自身的决策，可能会破坏模型。
如果训练集、测试集的差异很大，就是发生了 分布偏移 。
分布偏移分为 3 种：
协变量偏移：特征分布变化，但特征与标签映射（条件分布）不变。换句话说，输入数据的样貌改变，决定结果的规则未变。
如在判断猫、狗模型中，虽然决定判别的因素始终不变（脸型、胡须、尾巴），但来自写实与动漫这些因素有不同的分布特征。
标签偏移：标签分布发生变化， 但是条件分布不变。各类结果出现的频率、占比改变了，但是结果对应的特征不变。
比如春秋季节流感高发，但是如果用这数据预测夏季可能会导致大量假阳性。
概念偏移：条件分布，也就是映射改变了。
如现在扁平化、Flutter UI的美学设计风靡，而千禧年间的铬核美学色彩搭配设计逐渐过时。
数量偏移：不同信息来源提供的数据信息量差比巨大。就是各数据源的权重因数据量差别过大而不均匀。
我们先认识一下名词：
协变量：一个独立变量，不受实验者操控即不可控，但仍影响结果，如一个人的性别。
经验风险：模型对所有训练样本的拟合能力，是局部的、可求的。计算后会使用合适的优化方法（如梯度下降法）来最小化这个损失，从而获得具有某种最优的模型参数。
期望风险：模型对所有样本（训练样本+测试样本+等待预测的未知样本）的拟合能力，是全局的、不可求的。
真实分布：真实应用场景中的该协变量和标签的组合常见程度。
标签分布：每个标签在数据集中出现的概率。
先说说我们应该如何解决协变量偏移呢？
我们现在想要测量一下期望风险
\[E_{p(\mathbf{x}, y)} [l(f(\mathbf{x}), y)] = \int\int l(f(\mathbf{x}), y) p(\mathbf{x}, y) \;d\mathbf{x}dy \]
这里的 \(p(\mathbf x,y)\) 是真实分布，然而，我们的观测值 \(\mathbf x_i\) 是从训练数据中得出的，并不是从目标分布中得出的。所以我们最开始使用 \(q(\mathbf x)\) ，即源分布。不过，我们可以在真实风险的计算中，随时更正这个概率：
\[\begin{aligned} \int\int l(f(\mathbf{x}), y) p(y \mid \mathbf{x})p(\mathbf{x}) \;d\mathbf{x}dy = \int\int l(f(\mathbf{x}), y) q(y \mid \mathbf{x})q(\mathbf{x})\frac{p(\mathbf{x})}{q(\mathbf{x})} \;d\mathbf{x}dy \end{aligned} \]
也就是说我们可以用重要性采样重新衡量每个数据样本的权重：
\[\beta_i \stackrel{\mathrm{def}}{=} \frac{p(\mathbf{x}_i)}{q(\mathbf{x}_i)} \]
这里 \(p(x_i)\) 是目标分布，来自真实生产环境；
\(q(x_i)\) 是源分布，来自我们当前实际拥有的，如公开数据集、采集的数据。
因此如果一个 \(x\) 在 \(p(x)\) 中很常见，但是在 \(q(x)\) 中很罕见， \(\beta_i\) 权重会很大。
将其作为加权，来训练模型，就是
\[\mathop{\mathrm{minimize}}_f \frac{1}{n} \sum_{i=1}^n \beta_i l(f(\mathbf{x}_i), y_i) \]
但是很显然，我们无法直接计算得到前后分布的概率比率 \(\beta\) ，我们可以这样估计：
先从两个分布中抽取数量相同的样本，真实的分布\(p\)，训练集\(q\)，这里我们只需要特征\(\mathbf x\)。
我们这里使用对数几率回归，一种用于二元分类的Softmax回归的特例。
设置一个 \(flag\) ，用\(1\)表示\(p\)中的数据，用\(-1\)表示\(q\)中的数据。可以把现在的数据集想象为一个很大的unordered_map<sample, flag>。则混合数据集中的概率可表示为：
\[\begin{split} P(flag=1 \mid \mathbf{x}) &= \frac{p(\mathbf{x})}{p(\mathbf{x})+q(\mathbf{x})} \\ \frac{P(flag=1 \mid \mathbf{x})}{P(flag=-1 \mid \mathbf{x})} &= \frac{p(\mathbf{x})}{q(\mathbf{x})}=\beta_i\end{split} \]
用 \(c\) 修正一下过大的权重，
\[\beta_i=min(exp(log(\frac{p(\mathbf x)}{q(\mathbf x)})),c) \]
当然，以上推导成立的条件是，目标分布中的样本不能从未在训练集中出现过，否则这个 \(\beta _k\) 将会趋近于正无穷。
我们应该如何解决标签偏移呢？
运用什么协同量偏移的例子，我们依旧可以得到：
\[\beta_i \stackrel{\mathrm{def}}{=} \frac{p(y_i)}{q(y_i)} \]
我们首先创建一个 \(k \times k\) 的混淆矩阵 \(\mathbf{C}\) ，列为标签，行为模型预测，即 \(c_{i, j}\) 表示真实标签为 \(j\) 时被模型预测为 \(i\) 的样本数量所占的比例。
然后就可以得到计算模型在测试集上的平均预期分布 \(\mu(\hat y)\) 的公式：
\[\mu(\hat{y}_i)=\sum_{j=1}^k c_{ij} p(y_j) \]
例如，若分类器完美，\(\mathbf C\) 就是单位矩阵，平均预期分布=真实分布。
如上， \(p(y_j)\) 是真实标签分布，换句话说，我们完全可以反推真实分布 \(p(y_i)\)：
\[p(\mathbf{y}) = \mathbf{C}^{-1} \mu(\hat{\mathbf{y}}) \]
然后自然而然就可以计算出权重比率 \(\beta\) 了。
这节很抽象，让我们简单举个例子吧：
我们有一个简单的二分类问题，诊断流感。
源域（春秋季）：流感高发期。假设在训练数据中，流感病例占30%，非流感病例占70%。即：
q(流感) = 0.3
q(非流感) = 0.7
目标域（夏季）：流感低发期。真实标签分布中，流感病例仅占5%，非流感占95%。即：
p(流感) = 0.05
p(非流感) = 0.95
假设我们在源域（春秋季）上训练一个流感分类器，并在一个带标签的验证集上评估它。验证集包含100个样本（30个流感，70个非流感），分类器的预测结果如下：
在30个流感病例中：
27个被正确预测为流感（真阳性） ····0.9
3个被错误预测为非流感（假阴性） ····0.1
在70个非流感病例中：
66个被正确预测为非流感（真阴性） ····0.943
4个被错误预测为流感（假阳性） ····0.057
\[\mathbf C= \begin{equation} \left[ \begin{array}{ccc} 0.9 & 0.057 \\ 0.1 & 0.947 \\ \end{array} \right] \end{equation} \]
在目标域（夏季），我们无法直接获得真实标签，但我们可以运行分类器得到预测分布。假设在夏季数据上，分类器的预测结果为：
\(\mu(预测流感) = 0.15\)（即15%的样本被预测为流感）
\(\mu(预测非流感) = 0.85\)（即85%被预测为非流感）
这个预测分布 \(\mu(\hat y)\) 并不等于真实分布\(p(y)\)。我们可以使用公式\(p(y) = C^{-1} \mu(\hat y)\)来估计真实分布，算出 \(p(流感) ≈ 0.11， p(非流感) ≈ 0.89\)
就可以算出：
对于流感样本：\(\beta_{流感} = \frac{p(流感)}{q(流感)} = \frac{0.05}{0.3} ≈ 0.1667\)
对于非流感样本：\(\beta_{非流感} = \frac {p(非流感)}{q(非流感) }= \frac{0.95}{0.7} ≈ 1.3571\)
所以，我们应用 \(\beta\) 权重后的训练过程：
假设批量大小 \(B = 10\)，按源域分布：
流感样本：\(10 \times 0.3 = 3\) 个
非流感样本：\(10 \times 0.7 = 7\) 个
损失函数也会在加权后改变：
\[\begin{align} L_{\text{原始}} &= \frac{1}{10} \sum_{b=1}^{10} \ell_{\text{CE}}(y_b, \hat{y}_b) \\ L_{\text{加权}} &= \frac{1}{10} \left[ 0.1667 \cdot \sum_{b=1}^{3} \ell_{\text{CE}} + 1.3571 \cdot \sum_{b=4}^{10} \ell_{\text{CE}} \right] \end{align} \]
而根据 \(\beta\) 加权也改变了梯度贡献：
