Skip to main content

生成扩散模型 - DDPM

· 9 min read
PuQing
PuQing
AI, CVer, Pythoner, Half-stack Developer

DDPM 模型将一张图片解构为 TT 步，从原始的图片 x0x_{0} 开始，经过 TT 步 “ 分解 ” 得到随机杂乱的噪声 xtx_{t}，即：

=x0→x1→x2→⋯→xT−1→xT=z=\boldsymbol{x}_{0}\to \boldsymbol{x}_{1}\to \boldsymbol{x}_{2} \to \cdots \to \boldsymbol{x}_{T-1} \to \boldsymbol{x}_{T}=z

所以如果我们能够学会 xt→xt−1x_{t}\to x_{t-1} 步骤，则我们就可以从噪声恢复原始的图片。所以我们想要学习关系 xt−1=μ(xt)x_{t-1}=\mu(x_{t})，那我们从 xtx_{t} 出发，反复执行 xt−1=μ(xt)x_{t-1}=\mu(x_{t}) 就能从中恢复。

拆解​

DDPM 将图片分解的过程描述为：

xt=αtxt−1+βtεt,εt∼N(0,I)\boldsymbol{x}_{t}=\alpha_{t} \boldsymbol{x}_{t-1}+\beta_{t} \boldsymbol{\varepsilon}_{t}, \quad \boldsymbol{\varepsilon}_{t} \sim \mathcal{N}(\mathbf{0}, \boldsymbol{I})

其中有 αt,βt>0\alpha_{t},\beta_{t}>0，并且有 αt2+β2=1\alpha_{t}^{2}+\beta^{2}=1，而 βt\beta_{t} 通常接近于 0\mathbf{0}，可以形象的理解为对于原图的破坏程度，噪声 εt\varepsilon_{t} 的引入代表着对于原图的破坏。

反复执行这个分解步骤，我们可以得到：

xt=αtxt−1+βtεt=αt(αt−1xt−2+βt−1εt−1)+βtεt=⋯=(αt⋯α1)x0+(αt⋯α2)β1ε1+(αt⋯α3)β2ε2+⋯+αtβt−1εt−1+βtεt⏟多个相互独立的正态噪声之和 \begin{aligned} \boldsymbol{x}_{t} & =\alpha_{t} \boldsymbol{x}_{t-1}+\beta_{t} \boldsymbol{\varepsilon}_{t} \\ & =\alpha_{t}\left(\alpha_{t-1} \boldsymbol{x}_{t-2}+\beta_{t-1} \boldsymbol{\varepsilon}_{t-1}\right)+\beta_{t} \boldsymbol{\varepsilon}_{t} \\ & =\cdots \\ & =\left(\alpha_{t} \cdots \alpha_{1}\right) \boldsymbol{x}_{0}+\underbrace{\left(\alpha_{t} \cdots \alpha_{2}\right) \beta_{1} \boldsymbol{\varepsilon}_{1}+\left(\alpha_{t} \cdots \alpha_{3}\right) \beta_{2} \boldsymbol{\varepsilon}_{2}+\cdots+\alpha_{t} \beta_{t-1} \boldsymbol{\varepsilon}_{t-1}+\beta_{t} \boldsymbol{\varepsilon}_{t}}_{\text {多个相互独立的正态噪声之和 }} \end{aligned}
多个随机变量相加的方差

如果有 nn 个随机变量 X1,X2,…,XnX_{1},X_{2},\dots ,X_{n}。它们的方差分别为 Var⁡(X1),Var⁡(X2),…,Var⁡(Xn)\operatorname{Var}(X_{1}),\operatorname{Var}(X_{2}),\dots,\operatorname{Var}(X_{n})。并且它们两两之间的协方差为 Cov⁡(Xi,Xj)\operatorname{Cov}(X_{i},X_{j})，那么它们的线性组合 Y=α1X1+α2X2+⋯+αnXnY=\alpha_{1}X_{1}+\alpha_{2}X_{2}+\dots+\alpha_nX_{n} 的方差可以用下面公式计算：

Var⁡(Y)=∑i=1n∑j=1nαiαjCov⁡(Xi,Xj)\operatorname{Var}(Y)=\sum^{n}_{i=1} \sum^{n}_{j=1}\alpha_{i}\alpha_{j}\operatorname{Cov}(X_{i},X_{j})

当 X1,X2,…,XnX_{1},X_{2},\dots,X_{n} 相互独立时，它们的协方差矩阵为对角线矩阵，即 Cov⁡(Xi,Xj)=0(i≠j)\operatorname{Cov}(X_{i},X_{j})=0(i \ne j)，因此上述公式化简为：

Var⁡(Y)=∑i=1nαi2Var⁡(Xi)\operatorname{Var}(Y)=\sum^{n}_{i=1}\alpha_{i}^{2}\operatorname{Var}(X_{i})
为什么我们限定 αt2+βt2=1\alpha_{t}^{2}+\beta_{t}^{2}=1

注意到公式后面部分为多个均值为 00，方差分别为 (αt⋯a2)2β12(\alpha_{t}\cdots a_{2})^{2}\beta_{1}^{2}、(αt⋯α3)2β2(\alpha_{t}\cdots \alpha_{3})^{2}\beta_{2}、…、(αt)2βt−12(\alpha_{t})^{2}\beta_{t-1}^{2}、βt2\beta_{t}^{2} 的正态噪声之和，因为多个独立的正态分布之和还是均值为 00，方差为各个分布方差和的正态分布；

(αt…α1)2+(αt…α2)2β12+(αt…α3)2β22+⋯+αt2βt−12+βt2(绿色是我们加入的一项)=(αt…α2)2α12+(αt…α2)2β12+(αt…α3)2β22+⋯+αt2βt−12+βt2=(αt…α2)2(α12+β12)+(αt…α3)2β22+⋯+αt2βt−12+βt2=(αt…α3)2(α22(α12+β12)+β22)+⋯+αt2βt−12+βt2=αt2(αt−12(…(α22(α12+β12)+β22)+…)+βt−12)+βt2\begin{aligned}&{\color{Green} \left(\alpha_{t} \ldots \alpha_{1}\right)^{2}} +\left(\alpha_{t} \ldots \alpha_{2}\right)^{2} \beta_{1}^{2}+\left(\alpha_{t} \ldots \alpha_{3}\right)^{2} \beta_{2}^{2}+\cdots+\alpha_{t}^{2} \beta_{t-1}^{2}+\beta_{t}^{2} \quad {\color{Green}\text{(绿色是我们加入的一项)}}\\ = & \left(\alpha_{t} \ldots \alpha_{2}\right)^{2} \alpha_{1}^{2}+\left(\alpha_{t} \ldots \alpha_{2}\right)^{2} \beta_{1}^{2}+\left(\alpha_{t} \ldots \alpha_{3}\right)^{2} \beta_{2}^{2}+\cdots+\alpha_{t}^{2} \beta_{t-1}^{2}+\beta_{t}^{2} \\ = & \left(\alpha_{t} \ldots \alpha_{2}\right)^{2}\left(\alpha_{1}^{2}+\beta_{1}^{2}\right)+\left(\alpha_{t} \ldots \alpha_{3}\right)^{2} \beta_{2}^{2}+\cdots+\alpha_{t}^{2} \beta_{t-1}^{2}+\beta_{t}^{2} \\ = & \left(\alpha_{t} \ldots \alpha_{3}\right)^{2}\left(\alpha_{2}^{2}\left(\alpha_{1}^{2}+\beta_{1}^{2}\right)+\beta_{2}^{2}\right)+\cdots+\alpha_{t}^{2} \beta_{t-1}^{2}+\beta_{t}^{2} \\ = & \alpha_{t}^{2}\left(\alpha_{t-1}^{2}\left(\ldots\left(\alpha_{2}^{2}\left(\alpha_{1}^{2}+\beta_{1}^{2}\right)+\beta_{2}^{2}\right)+\ldots\right)+\beta_{t-1}^{2}\right)+\beta_{t}^{2}\end{aligned}

可以发现，如果我们加一个约束将会极大简化这个式子，即要求 αt2+βt2=1\alpha_{t}^{2}+\beta_{t}^{2}=1，这样上面的平方和就可以等于 1 了。

于是：

xt=(αt⋯α1)⏟记为 αˉtx0+1−(αt⋯α1)2⏟记为 βˉtε‾t,ε‾t∼N(0,I)\boldsymbol{x}_{t}=\underbrace{\left(\alpha_{t} \cdots \alpha_{1}\right)}_{\text {记为 } \bar{\alpha}_{t}} \boldsymbol{x}_{0}+\underbrace{\sqrt{1-\left(\alpha_{t} \cdots \alpha_{1}\right)^{2}}}_{\text {记为 } \bar{\beta}_{t}} \overline{\boldsymbol{\varepsilon}}_{t}, \quad \overline{\boldsymbol{\varepsilon}}_{t} \sim \mathcal{N}(\mathbf{0}, \boldsymbol{I})

这就给计算 xt\boldsymbol{x}_{t} 带来了极大的便利。另一方面，DDPM 会选取合适的 αt\alpha_{t} 形式，使得 aˉ≈0\bar{a} \approx 0。这意味着经过 TT 步分解之后，图像所剩的 语义 可以忽略不计了，已经全部转化为随机噪声 εˉt\bar{\varepsilon}_{t} 了。

重建​

分解是 xt−1→xt\boldsymbol{x}_{t-1}\to \boldsymbol{x}_{t} 的过程，这个过程中有很多数据对 (xt−1,xt)(\boldsymbol{x}_{t-1},\boldsymbol{x}_{t})，这样重建自然就是从这些数据中学习一个 xt→xt−1\boldsymbol{x}_{t}\to \boldsymbol{x}_{t-1} 的模型。设该模型为 μ(xt)\boldsymbol{\mu}(\boldsymbol{x}_{t})，那么很容易想到学习方案就是最小化二者的欧式距离：

∥xt−1−μ(xt)∥2\left\|\boldsymbol{x}_{t-1}-\boldsymbol{\mu}\left(\boldsymbol{x}_{t}\right)\right\|^{2}

注意到分解时 xt=αtxt−1+βtεt\boldsymbol{x}_{t}=\alpha_{t} \boldsymbol{x}_{t-1}+\beta_{t} \boldsymbol{\varepsilon}_{t}，于是 xt−1=1αt(xt−βtεt)\boldsymbol{x}_{t-1}=\displaystyle\frac{1}{\alpha_{t}}\left(\boldsymbol{x}_{t}-\beta_{t} \boldsymbol{\varepsilon}_{t}\right)，所以我们不如直接学习预测噪声。则模型可以设计为：

μ(xt)=1αt(xt−βtϵθ(xt,t))\boldsymbol{\mu}\left(\boldsymbol{x}_{t}\right)=\frac{1}{\alpha_{t}}\left(\boldsymbol{x}_{t}-\beta_{t} \boldsymbol{\epsilon}_{\boldsymbol{\theta}}\left(\boldsymbol{x}_{t}, t\right)\right)
But, Why?

的形式，其中的 θ\theta 为模型的参数，将其带入到损失函数，得到

∥xt−1−μ(xt)∥2=∥1αt(xt−βtεt)−1αt(xt−βtϵθ(xt,t))∥2=βt2αt2∥εt−ϵθ(xt,t)∥2\begin{aligned} &\left\|\boldsymbol{x}_{t-1}-\boldsymbol{\mu}\left(\boldsymbol{x}_{t}\right)\right\|^{2}\\ = & \left\| \frac{1}{\alpha_{t}}\left(\boldsymbol{x}_{t}-\beta_{t} \boldsymbol{\varepsilon}_{t}\right)- \frac{1}{\alpha_{t}}\left(\boldsymbol{x}_{t}-\beta_{t} \boldsymbol{\epsilon}_{\boldsymbol{\theta}}\left(\boldsymbol{x}_{t}, t\right)\right)\right\|^{2} \\ = & \frac{\beta_{t}^{2}}{\alpha_{t}^{2}} \left\| \boldsymbol{\varepsilon}_{t}-\boldsymbol{\epsilon_{\theta}}(\boldsymbol{x}_{t},t) \right\|^{2} \end{aligned}

前面的系数代表 lossloss 的权重，可以先不考虑。我们可以给出 xt\boldsymbol{x}_{t} 的表达式：

xt=αtxt−1+βtεt=αt(αˉt−1x0+βˉt−1ε‾t−1)+βtεt=αˉtx0+αtβˉt−1ε‾t−1+βtεt\boldsymbol{x}_{t}=\alpha_{t} \boldsymbol{x}_{t-1}+\beta_{t} \boldsymbol{\varepsilon}_{t}=\alpha_{t}\left(\bar{\alpha}_{t-1} \boldsymbol{x}_{0}+\bar{\beta}_{t-1} \overline{\boldsymbol{\varepsilon}}_{t-1}\right)+\beta_{t} \boldsymbol{\varepsilon}_{t}=\bar{\alpha}_{t} \boldsymbol{x}_{0}+\alpha_{t} \bar{\beta}_{t-1} \overline{\boldsymbol{\varepsilon}}_{t-1}+\beta_{t} \boldsymbol{\varepsilon}_{t}

得到损失函数的形式为：

∥εt−ϵθ(αˉtx0+αtβˉt−1ε‾t−1+βtεt,t)∥2\left\|\boldsymbol{\varepsilon}_{t}-\boldsymbol{\epsilon}_{\boldsymbol{\theta}}\left(\bar{\alpha}_{t} \boldsymbol{x}_{0}+\alpha_{t} \bar{\beta}_{t-1} \overline{\boldsymbol{\varepsilon}}_{t-1}+\beta_{t} \boldsymbol{\varepsilon}_{t}, t\right)\right\|^{2}
为什么要回推到 xt−1\boldsymbol{x}_{t-1}

你可能会产生疑问：为什么我们需要利用 xt−1\boldsymbol{x}_{t-1}? 为什么我们不直接用

xt=αˉtx0+βˉtεˉt\boldsymbol{x}_{t} = \bar{\alpha}_{t}\boldsymbol{x}_{0}+\bar{\beta}_{t}\bar{\boldsymbol{\varepsilon}}_{t}

让我们先看看，如果这样写，损失函数会是什么样子吧：

∥εt−ϵθ(xt,t)∥2=∥εt−ϵθ(αˉtx0+βˉtεˉt,t)∥\begin{aligned} &\left\| \boldsymbol{\varepsilon}_{t}-\boldsymbol{\epsilon}_{\theta}(\boldsymbol{x}_{t},t) \right\|^{2} \\ = & \left\| \boldsymbol{\varepsilon}_{t}-\boldsymbol{\epsilon}_{\theta}(\bar{\alpha}_{t}\boldsymbol{x}_{0}+\bar{\beta}_{t}\bar{\boldsymbol{\varepsilon}}_{t},t) \right\| \end{aligned}

这个时候，问题就发生了，我们知道 εˉt\bar{\boldsymbol{\varepsilon}}_{t} 和 εt\boldsymbol{\varepsilon}_{t} 其实不是相互独立的，所以我们不能在已经采样 εt\boldsymbol{\varepsilon}_{t} 情况下完全独立地采样 εˉt\bar{\boldsymbol{\varepsilon}}_{t}

降低方差​

上面的损失函数已经可以用于模型的训练了，但是在实践过程中会发现收敛过慢等问题。其原因是 上面需要我们采样的随机变量太多了。

info
  1. 随机采样样本
  2. 从正态分布 N(0,I)\mathcal{N}(\boldsymbol{0},\boldsymbol{I}) 中采样两个随机变量 εˉt,εt\bar{\boldsymbol{\varepsilon}}_{t},\boldsymbol{\varepsilon}_{t}
  3. 从 1∼T1\sim T 采样一个 tt

观察上面损失函数 αtβˉt−1ε‾t−1+βtεt\alpha_{t} \bar{\beta}_{t-1} \overline{\boldsymbol{\varepsilon}}_{t-1}+\beta_{t} \boldsymbol{\varepsilon}_{t} 部分。嘿，这不也是一个正态分布吗，我们可以合成为一个随机变量。

αtβˉt−1ε‾t−1+βtεt=βˉtε∣ε∼N(0,I)\alpha_{t} \bar{\beta}_{t-1} \overline{\boldsymbol{\varepsilon}}_{t-1}+\beta_{t} \boldsymbol{\varepsilon}_{t}=\bar{\beta}_{t}\boldsymbol{\varepsilon}|\boldsymbol{\varepsilon}\sim \mathcal{N}(\boldsymbol{0},\boldsymbol{I})

显然新随机变量的均值为 0，方差为各个随机变量方差的和

(αtβˉt−1)2+βt2=αt2(1−(αt−1⋯α1)2)+βt2=1−(αt⋯α1)2=βˉt2\begin{aligned} &(\alpha_{t}\bar{\beta}_{t-1})^{2}+\beta_{t}^{2} \\ = &\alpha_{t}^{2}\left( 1-\left( \alpha_{t-1}\cdots \alpha_{1} \right)^{2} \right) + \beta_{t}^{2}\\ = &1-\left( \alpha_{t} \cdots \alpha_{1} \right)^{2} \\ = & \bar{\beta}_{t}^{2} \end{aligned}

同理可以得到 βtε‾t−1−αtβˉt−1εt=βˉtω∣ω∼N(0,I)\beta_{t} \overline{\boldsymbol{\varepsilon}}_{t-1}-\alpha_{t} \bar{\beta}_{t-1} \boldsymbol{\varepsilon}_{t}=\bar{\beta}_{t}\omega\mid \omega \sim \mathcal{N}(\boldsymbol{0},\boldsymbol{I})，并且可以验证 E[εωT]=0\mathbb{E}\left[ \boldsymbol{\varepsilon}\boldsymbol{\omega}^{\mathsf{T}} \right]=0。所以这是两个互相独立的正态随机变量。

于是我们令 αtβˉt−1ε‾t−1+βtεt=βˉtε\alpha_{t} \bar{\beta}_{t-1} \overline{\boldsymbol{\varepsilon}}_{t-1}+\beta_{t} \boldsymbol{\varepsilon}_{t}=\bar{\beta}_{t}\boldsymbol{\varepsilon}，那我们的想法就是如何将 εt\boldsymbol{\varepsilon}_{t} 利用 ω,ε\boldsymbol{\omega},\boldsymbol{\varepsilon} 表达出来：

求解 εt\boldsymbol{\varepsilon}_{t}

联立方程

{αtβˉt−1ε‾t−1+βtεt=βˉtεβtε‾t−1−αtβˉt−1εt=βˉtω\begin{cases} \alpha_{t} \bar{\beta}_{t-1} \overline{\boldsymbol{\varepsilon}}_{t-1}+\beta_{t} \boldsymbol{\varepsilon}_{t}=\bar{\beta}_{t}\boldsymbol{\varepsilon} \\ \beta_{t} \overline{\boldsymbol{\varepsilon}}_{t-1}-\alpha_{t} \bar{\beta}_{t-1} \boldsymbol{\varepsilon}_{t}=\bar{\beta}_{t}\omega \end{cases}

解得：

εt=(βtε−αtβˉt−1ω)βˉtβt2+αt2βˉt−12=βtε−αtβˉt−1ωβˉt\boldsymbol{\varepsilon}_{t}=\frac{\left(\beta_{t} \boldsymbol{\varepsilon}-\alpha_{t} \bar{\beta}_{t-1} \boldsymbol{\omega}\right) \bar{\beta}_{t}}{\beta_{t}^{2}+\alpha_{t}^{2} \bar{\beta}_{t-1}^{2}}=\frac{\beta_{t} \boldsymbol{\varepsilon}-\alpha_{t} \bar{\beta}_{t-1} \boldsymbol{\omega}}{\bar{\beta}_{t}}

将结果带入到上面损失函数式子

Eε‾t−1,εt∼N(0,I)[∥εt−ϵθ(αˉtx0+αtβˉt−1ε‾t−1+βtεt,t)∥2]=Eω,ε∼N(0,I)[∥βtε−αtβˉt−1ωβˉt−ϵθ(αˉtx0+βˉtε,t)∥2]\begin{aligned} & \mathbb{E}_{\overline{\boldsymbol{\varepsilon}}_{t-1}, \boldsymbol{\varepsilon}_{t} \sim \mathcal{N}(\boldsymbol{0}, \boldsymbol{I})}\left[\left\|\boldsymbol{\varepsilon}_{t}-\boldsymbol{\epsilon}_{\boldsymbol{\theta}}\left(\bar{\alpha}_{t} \boldsymbol{x}_{0}+\alpha_{t} \bar{\beta}_{t-1} \overline{\boldsymbol{\varepsilon}}_{t-1}+\beta_{t} \boldsymbol{\varepsilon}_{t}, t\right)\right\|^{2}\right] \\ = & \mathbb{E}_{\boldsymbol{\omega}, \boldsymbol{\varepsilon} \sim \mathcal{N}(\boldsymbol{0}, \boldsymbol{I})}\left[\left\|\frac{\beta_{t} \boldsymbol{\varepsilon}-\alpha_{t} \bar{\beta}_{t-1} \boldsymbol{\omega}}{\bar{\beta}_{t}}-\boldsymbol{\epsilon}_{\boldsymbol{\theta}}\left(\bar{\alpha}_{t} \boldsymbol{x}_{0}+\bar{\beta}_{t} \boldsymbol{\varepsilon}, t\right)\right\|^{2}\right] \end{aligned}
求均值

为了方便求均值，我们有 ϵθ:=ϵθ(αˉtx0+βˉtε,t)\boldsymbol{\epsilon}_{\theta}:=\boldsymbol{\epsilon}_{\theta}\left( \bar{\alpha}_{t}\boldsymbol{x}_{0}+\bar{\beta}_{t} \boldsymbol{\varepsilon},t \right)，于是整个平方可以有：

∥⋅∥2=(βtεβˉt)2−2βtεαtβˉt−1ωβˉt2+(αtβˉt−1ω)2βˉt2−2βtεϵθβˉt+2αtβˉt−1ωϵθβˉt+ϵθ2(整理一下)=(βtβˉtε)2⏟=:A1−2αtβˉt−1βtβˉt2εω⏟=:A2+(αtβˉt−1βˉtω)2⏟=:A3−2βtβtˉεϵθ⏟=:A4+2αtβˉt−1βˉtωϵθ⏟=:A5+ϵθ2⏟=:A6\begin{aligned} \left\| \cdot \right\|^{2} = &\left( \frac{\beta_{t}\boldsymbol{\varepsilon}}{\bar{\beta}_{t}} \right) ^{2} - \frac{2\beta_{t}\boldsymbol{\varepsilon}\alpha_{t}\bar{\beta}_{t-1}\boldsymbol{\omega}}{\bar{\beta}_{t}^{2}} + \frac{\left( \alpha_{t}\bar{\beta}_{t-1}\boldsymbol{\omega} \right)^{2}}{\bar{\beta}_{t}^{2}} - \frac{2\beta_{t}\boldsymbol{\varepsilon}\boldsymbol{\epsilon}_{\theta}}{\bar{\beta}_{t}} + \frac{2\alpha_{t}\bar{\beta}_{t-1}\boldsymbol{\omega}\boldsymbol{\epsilon}_{\theta}}{\bar{\beta}_{t}} + \boldsymbol{\epsilon}_{\theta}^{2} \quad \text{(整理一下)}\\ = & \underbrace{\left( \frac{\beta_{t}}{\bar{\beta}_{t}}\boldsymbol{\varepsilon} \right)^{2}}_{=:\mathcal{A}1 } - \underbrace{\frac{2\alpha_{t}\bar{\beta}_{t-1}\beta_{t}}{\bar{\beta}_{t}^{2}}\boldsymbol{\varepsilon}\boldsymbol{\omega}}_{=:\mathcal{A}2} +\underbrace{\left( \frac{\alpha_{t}\bar{\beta}_{t-1}}{\bar{\beta}_{t}}\boldsymbol{\omega} \right)^{2}}_{=:\mathcal{A}3} -\underbrace{\frac{2\beta_{t}}{\bar{\beta_{t}}}\boldsymbol{\varepsilon}\boldsymbol{\epsilon}_{\theta}}_{=:\mathcal{A}4} +\underbrace{\frac{2\alpha_{t}\bar{\beta}_{t-1}}{\bar{\beta}_{t}}\boldsymbol{\omega}\boldsymbol{\epsilon}_{\theta}}_{=:\mathcal{A}5} +\underbrace{\boldsymbol{\epsilon}_{\theta}^{2}}_{=:\mathcal{A}6} \end{aligned}

下面我们分别分析几个部分

其中的：
  • A1\mathcal{A}1: 均值为常数.
  • A2\mathcal{A}2: 独立的两个随机变量乘积的均值等于均值的乘积，即有：E[A⋅B]=E[A]⋅E[B]\mathbb{E}\left[ A \cdot B \right]=\mathbb{E}\left[ A \right]\cdot \mathbb{E}\left[ B \right]，所以该项依然为 0\boldsymbol{0}.
  • A3\mathcal{A}3: 均值为常数.
  • A4\mathcal{A}4: 由于 ϵθ\boldsymbol{\epsilon}_{\theta} 是含 ε\boldsymbol{\varepsilon} 的非线性函数，非独立的，所以拆解不了.
  • A5\mathcal{A}5: 由于 ϵθ\boldsymbol{\epsilon}_{\theta} 是不含 ω\boldsymbol{\omega} 的；所以该项乘积两边依然是独立的，所以该项均值为 0\boldsymbol{0}.
  • A6\mathcal{A}6: 无法判断

于是我们可以放心大胆的将 ω\boldsymbol{\omega} 项从损失函数中移除。于是我们得到：

βt2βˉt2Eε∼N(0,I)[∥ε−βˉtβtϵθ(αˉtx0+βˉtε,t)∥2]+ 常数 \frac{\beta_{t}^{2}}{\bar{\beta}_{t}^{2}} \mathbb{E}_{\boldsymbol{\varepsilon} \sim \mathcal{N}(0, I)}\left[\left\|\boldsymbol{\varepsilon}-\frac{\bar{\beta}_{t}}{\beta_{t}} \boldsymbol{\epsilon}_{\boldsymbol{\theta}}\left(\bar{\alpha}_{t} \boldsymbol{x}_{0}+\bar{\beta}_{t} \boldsymbol{\varepsilon}, t\right)\right\|^{2}\right]+\text { 常数 }

忽略掉常数项，以及系数，得到：

∥ε−βˉtβtϵθ(αˉtx0+βˉtε,t)∥2\left\|\boldsymbol{\varepsilon}-\frac{\bar{\beta}_{t}}{\beta_{t}} \boldsymbol{\epsilon}_{\boldsymbol{\theta}}\left(\bar{\alpha}_{t} \boldsymbol{x}_{0}+\bar{\beta}_{t} \boldsymbol{\varepsilon}, t\right)\right\|^{2} min⁡θE(x0,c)∼(X0,C)[Et∼U(0,T),ε∼N(0,I)[∥ε−βˉtβtϵθ(αˉtx0+βˉtε,c,t)∥2]],\begin{equation} \underset{\theta}{\operatorname{min}} \mathbb{E}_{\left(\boldsymbol{x}_{0}, \boldsymbol{c}\right)\sim (\boldsymbol{X}_0,\mathcal{C})} \left[ \mathbb{E}_{t \sim U(0,T),\boldsymbol{\varepsilon } \sim \mathcal{N}(0,\boldsymbol{I})} \left[ \left\|\boldsymbol{\varepsilon}-\frac{\bar{\beta}_{t}}{\beta_{t}} \boldsymbol{\epsilon}_{\boldsymbol{\theta}}\left(\bar{\alpha}_{t} \boldsymbol{x}_{0}+\bar{\beta}_{t} \boldsymbol{\varepsilon}, \boldsymbol{c},t\right)\right\|^{2} \right] \right], \end{equation}

推理​

在训练完毕后，我们从一个随机噪声 xt∼N(0,I)\boldsymbol{x}_{t}\sim \mathcal{N}(\boldsymbol{0},\boldsymbol{I})，执行 TT 步下式生成

xt−1=1αt(xt−βtϵθ(xt,t))\boldsymbol{x}_{t-1}=\frac{1}{\alpha_{t}}\left(\boldsymbol{x}_{t}-\beta_{t} \boldsymbol{\epsilon}_{\boldsymbol{\theta}}\left(\boldsymbol{x}_{t}, t\right)\right)

如果要 Random Sample\text{Random Sample}，那么需要加上噪声项：

xt−1=1αt(xt−βtϵθ(xt,t))+σtz,z∼N(0,I)\boldsymbol{x}_{t-1}=\frac{1}{\alpha_{t}}\left(\boldsymbol{x}_{t}-\beta_{t} \boldsymbol{\epsilon}_{\boldsymbol{\theta}}\left(\boldsymbol{x}_{t}, t\right)\right)+\sigma_{t} z, \quad z \sim \mathcal{N}(\mathbf{0}, \boldsymbol{I})
为什么这里需要添加噪声项，并且该噪声项相比于降噪项大的多？

相关资料​