Metatron Dev. IV: ReSTIR

RIS
#

定义无偏贡献权重为随机变量 $W$ , $\mathrm{supp}(X)$ 为 $f$ 在 $X$ 的支撑集.

\begin{equation} E[f(X)W] = \int_{\mathrm{supp}(X)} f(x) \mathrm{d}x \end{equation}

若各样本空间使用相同提议分布, 权重 $w=\frac{\hat{p}(X)}{Mp(X)}$ 的RIS可以将抽样概率收敛为目标分布.

\begin{equation} \begin{aligned} E[f(Y)W_Y] &= E[\sum_{n=1}^M \frac{f(X_n)}{\hat{p}(X_n)}\sum_{i=1}^M w_i \frac{w_n}{\sum_{i=1}^M w_i}]\\ &= M\ E[\frac{f(X_n)}{\hat{p}(X_n)} w_n]\\ &= \int_{\mathrm{supp}(X_1)}\cdots\int_{\mathrm{supp}(X_M)} \frac{f(x_n)}{p_n(x_n)}\prod_{i=1}^M p(x_i)\mathrm{d}x_i\\ &= \int_{\mathrm{supp}(X_1)}\cdots\int_{\mathrm{supp}(X_M)} f(x_n)\mathrm{d}x_n \prod_{i=1, i \neq n}^M p(x_i)\mathrm{d}x_i\\ &= \int_{\mathrm{supp}(Y)} f(y)\mathrm{d}y \end{aligned} \end{equation}

若各样本空间提议分布不同, 需泛化 $\frac{1}{M} \to c_i(X_i)$ , 要求 $\sum_{i=1}^M c_i(x) = 1$ .

\begin{equation} \begin{aligned} E[f(Y)W_Y] &= E[\sum_{n=1}^M \frac{f(X_n)}{\hat{p}(X_n)}\sum_{i=1}^M w_i \frac{w_n}{\sum_{i=1}^M w_i}]\\ &= \sum_{n=1}^M \int_{\mathrm{supp}(X_1)}\cdots\int_{\mathrm{supp}(X_M)} \frac{f(x_n) c_n(x_n)}{p_n(x_n)}\prod_{i=1}^M p_i(x_i)\mathrm{d}x_i\\ &= \sum_{n=1}^M \int_{\mathrm{supp}(X_1)}\cdots\int_{\mathrm{supp}(X_M)} f(x_n) c_n(x_n)\mathrm{d}x_n \prod_{i=1, i \neq n}^M p_i(x_i)\mathrm{d}x_i\\ &= \sum_{n=1}^M \int_{\mathrm{supp}(X_n)} f(x_n) c_n(x_n)\mathrm{d}x_n\\ &= \int_{\mathrm{supp}(Y)} f(y) \sum_{n=1}^M c_n(y)\mathrm{d}y \end{aligned} \end{equation}

分层选取指下标分级确定, 如先选子池 $t$ 再选子池内下标 $k$ , 记池为 $Z=(Z_{t,k})$ . 全概率公式展开可得: 只要每一级都不依赖池中样本的数值, 逐级归一后边缘分布不变:

\begin{equation} \begin{aligned} p_X(x) &= \sum_t P(t) \sum_k P(k|t)\ p_{Z_{t,k}}(x)\\ &= \sum_t P(t) \sum_k P(k|t)\ p(x) = \sum_t P(t)\ p(x) = p(x) \end{aligned} \end{equation}

预抽样指抽样与使用分离: 按分布 $p$ 生成样本池 $Z=(Z_1, \dots, Z_N)$ , 使用样本不再抽样, 而是以下标 $J$ 取出 $X=Z_J$ . 要求下标与池内容独立, 下标本身可以分层选取, 只要不依赖池中样本的数值. 对 $Z$ 取全期望, 边缘分布为池内样本分布的混合:

\begin{equation} p_X(x) = \sum_{n=1}^N P(J=n)\ p_{Z_n}(x) = \sum_{n=1}^N P(J=n)\ p(x) = p(x) \end{equation}

$X$ 与直接按 $p$ 抽样同分布, 因此可以直接替换任何一次抽样, 下游估计的无偏性不变:

\begin{equation} E\left[\frac{f(X)}{p(X)}\right] = \int \frac{f(x)}{p(x)}p_X(x)\mathrm{d}x = \int f(x)\mathrm{d}x \end{equation}

GRIS
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依据全期望公式 $E(XY)=\int_X x\ p(x)\ E(Y|X=x) \mathrm{d}x$ , 可得:

\begin{equation} E[W|X]=\frac{1}{p(X)} \end{equation}

若各样本的积分域与最终积分域不同, 需经位移映射 $Y = T_x(X)$ 变换后再计算权重, 得到 $w=\frac{\hat{p}(Y)c_x(Y)J_{X \to Y}}{p_x(X)}$ , 其中 $J_{X \to Y}=\left|\frac{\partial Y}{\partial X}\right|$ . 由于变换后为 $\mathrm{supp}(Y) \neq T_i(\mathrm{supp}(X_i))$ , 记变换后包含 $Y$ 的样本域集合 $\mathcal{N}(Y) = \{n : Y \in T_n(\mathrm{supp}(X_n))\}$ , 无偏要求 $\mathrm{supp}(Y) \subseteq \bigcup_{n=1}^M T_n(\mathrm{supp}(X_n))$ 且 $\sum_{n \in \mathcal{N}(Y)} c_n(Y)=1$

\begin{equation} \begin{aligned} E[f(Y)W_Y] &= E[\frac{f(Y)}{\hat{p}(Y)}\sum_{i=1}^M w_i]\\ &= E[\sum_{n=1, Y_n=T_n(X_n)}^M \frac{f(Y_n)}{\hat{p}(Y_n)}\sum_{i=1}^M w_i \frac{w_n}{\sum_{i=1}^M w_i}]\\ &= \sum_{n=1, y_n=T_n(x_n)}^M \int_{\mathrm{supp}(X_1)}\cdots\int_{\mathrm{supp}(X_M)} \frac{f(y_n) c_n(y_n) J_{x_n \to y_n}}{p_n(x_n)}\prod_{i=1}^M p_i(x_i)\mathrm{d}x_i\\ &= \sum_{n=1, y_n=T_n(x_n)}^M \int_{\mathrm{supp}(X_1)}\cdots\int_{\mathrm{supp}(X_M)} f(y_n) c_n(y_n) J_{x_n \to y_n}\mathrm{d}x_n \prod_{i=1, i \neq n}^M p_i(x_i)\mathrm{d}x_i\\ &= \sum_{n=1, y_n=T_n(x_n)}^M \int_{T_n(\mathrm{supp}(X_n))} f(y_n) c_n(y_n)\mathrm{d}y_n\\ &= \int_{\bigcup_{n=1}^M T_n(\mathrm{supp}(X_n))} f(y) \sum_{n \in \mathcal{N}(y)} c_n(y)\mathrm{d}y\\ \end{aligned} \end{equation}

泛化为无偏权重 $\frac{1}{p_x(X)} \to W_x$ , 不显式定义 $w$ , 可以基于全期望公式证明蓄水池合并结果 $W_Y=c_x(Y)W_xJ_{X \to Y}\frac{\sum_{i=1}^M w_i}{w_x}$ 无偏:

\begin{equation} \begin{aligned} E[f(Y)W_Y] &= E[\sum_{n=1, Y_n=T_n(X_n)}^M f(Y_n)c_n(Y_n)W_nJ_{X_n \to Y_n}\frac{\sum_{i=1}^M w_i}{w_n}\frac{w_n}{\sum_{i=1}^M w_i}]\\ &= \sum_{n=1, Y_n=T_n(X_n)}^M E[f(Y_n)c_n(Y_n)W_nJ_{X_n \to Y_n}]\\ &= \sum_{n=1, y_n=T_n(x_n)}^M \int_{\mathrm{supp}(X_n)} f(y_n) c_n(y_n) J_{x_n \to y_n} E[W_n | X_n=x_n] p_n(x_n) \mathrm{d}x_n\\ &= \sum_{n=1, y_n=T_n(x_n)}^M \int_{\mathrm{supp}(X_n)} f(y_n) c_n(y_n) J_{x_n \to y_n} \mathrm{d}x_n\\ &= \sum_{n=1, y_n=T_n(x_n)}^M \int_{T_n(\mathrm{supp}(X_n))} f(y_n) c_n(y_n)\mathrm{d}y_n\\ &= \int_{\bigcup_{n=1}^M T_n(\mathrm{supp}(X_n))} f(y) \sum_{n \in \mathcal{N}(y)} c_n(y)\mathrm{d}y\\ \end{aligned} \end{equation}

令 $m_x(Y) \geq 0$ 为MIS权重, 满足 $\sum_{n \in \mathcal{N}(y)} m_n(y) = 1$ , RIS权重设置如下:

\begin{equation} \begin{aligned} w= \begin{cases} m_x(Y)\hat{p}(Y)W_xJ_{X \to Y}, & Y \subseteq T_x(\mathrm{supp}(X))\\ 0, &\mathrm{otherwise} \end{cases} \end{aligned} \end{equation}

设置 $c_x = m_x$ , 此时 $W_Y=\frac{1}{\hat{p}(Y)}\sum_{i=1}^Mw_i$ , 即 $\hat{p}(Y)W_Y = \sum_{i=1}^M w_i$ , 对无偏性 $E[f(Y)W_Y]=\int_{\mathrm{supp}(Y)} f(y)\mathrm{d}y$ 取 $f=\hat{p}$ , 得权重和的期望:

\begin{equation} E[\sum_{i=1}^M w_i] = E[\hat{p}(Y)W_Y] = \int_{\mathrm{supp}(Y)} \hat{p}(y)\mathrm{d}y = \|\hat{p}\| \end{equation}

$M \to \infty$ 时, 由大数定律 $\sum_{i=1}^M w_i$ 收敛至常数 $\|\hat{p}\|$ . 若 $\hat{p}$ 归一化, 则 $W_Y \to \frac{1}{\hat{p}(Y)}$ .

\begin{equation} W_Y = \frac{1}{\hat{p}(Y)}\sum_{i=1}^M w_i \to \frac{\|\hat{p}\|}{\hat{p}(Y)} \end{equation}

ReSTIR DI
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直接光照使用NEE在光源表面抽样, 样本域为所有发光表面的并集 $A=\bigcup_i A_i$ , 积分表示如下, 其中 $G(\mathbf{p} \leftrightarrow \mathbf{p}_e)=\frac{|\cos\theta \cos\theta_e|}{\|\mathbf{p}_e-\mathbf{p}\|^2}$ 为几何项, $V$ 为可见性:

\begin{equation} L_o(\mathbf{p}, \omega_o) = \int_{A} f(\mathbf{p}, \omega_o, \omega_i) L_e(\mathbf{p}_e, -\omega_i) G(\mathbf{p} \leftrightarrow \mathbf{p}_e) V(\mathbf{p} \leftrightarrow \mathbf{p}_e) \mathrm{d}A \end{equation}

Delta光源无面积, 作为原子点并入基测度, 样本域扩充为 $A' = A \cup \{\mathbf{p}_1, \dots, \mathbf{p}_K\}$ :

\begin{equation} \mu = \mathrm{d}A + \sum_{k=1}^K \delta_{\mathbf{p}_k}, \quad \int_{A'} f \mathrm{d}\mu = \int_A f\mathrm{d}A + \sum_{k=1}^K f(\mathbf{p}_k) \end{equation}

面光样本为光源面上的点, 其表示与NEE顶点无关, 且所有顶点的积分域都是同一面积测度下的光源表面, 因此复用时位移映射恒等即 $J_{X \to Y}=1$ . 点光与聚光的世界空间位置, 或方向光的世界空间方向, 同样与NEE顶点无关, 为恒等映射.

ReSTIR GI
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每次蓄水池复用最终都存储无偏权重, 因此根据GRIS下次复用也可以得到无偏结果, 即链式GRIS. 目标像素的蓄水池总是被使用, 因此满足 $\mathrm{supp}(Y) \subseteq \bigcup_{n=1}^M T_n(\mathrm{supp}(X_n))$ . 蓄水池结构为:

struct Reservoir {
    f32 p_hat; // target distribution
    f32 w_sum; // RIS weight sum
    f32 M; // confidence
    f32 W; // unbiased weight
};

蓄水池累积代码为w = p_hat * W * M * J, 可能的疑惑点在于, 相比GRIS定义的 $w$ , $m_x(Y)$ 被替换为 $M$ . 令累积后支撑集中的样本数为 $N$ , 实际上累积过程会统计 $\sum_{i=1}^N M_i$ , M是分配给该样本域的置信度, 因此该域中的样本具有相同MIS权重. 最终计算无偏权重时使用w_sum / p_hat / M_sum, 此时w中的M被归一化, 得到满足 $\sum_{i=1}^N m_i(Y) = 1$ 的MIS权重 $m_n(Y)=\frac{M_n}{\sum_{i=1}^N M_i}$ .

ReSTIR DI/GI都将 $M$ 解释为蓄水池的样本数量, 但它实际决定MIS权重, 可以自由调整, 因此认为 $M$ 是样本置信度更合理, 只是通常它与样本数相关. 若追求无偏, 需要复用过程中投射阴影光线, 若被遮挡不合并该蓄水池, 保证 $\sum_{n \in \mathcal{N}(y)} m_n(y) = 1$ .

由于Lambertian的均匀分布特性, 基于入射辐亮度分布采样效率更高, 因此ReSTIR GI使用入射辐亮度作为目标分布. 由于Lambertian出射辐亮度均匀, 新样本不需要重新计算. Torrance-Sparrow直接基于BSDF抽样效率更高, 若一定要应用ReSTIR, 新样本目标分布计算开销大, 可采用Blinn-Phong等简单模型.

ReSTIR PT
#

使用主样本空间执行积分, 令CDF为 $P$ , 这使得每个顶点生成光线的PDF不再属于无偏权重.

\begin{equation} \begin{aligned} \int_{\mathbf{x}} f(\mathbf{x}) d\mathbf{x} &=\int_{\mathbf{u}} f(P^{-1}(\mathbf{u})) \left|\frac{\partial P^{-1}(\mathbf{u})}{\partial\mathbf{u}}\right| \mathrm{d}\mathbf{u}\\ &=\int_{\mathbf{u}} \frac{f(P^{-1}(\mathbf{u}))}{p(\mathbf{x})} \mathrm{d}\mathbf{u}\\ \end{aligned} \end{equation}

末尾为BSDF采样时所有维度均经CDF生成, PSS样本 $X=\mathbf{u}$ 均匀, $p(X)=1$ . 若采样包含轮盘赌, 此时 $p(X)=\prod_i q_i$ . 末尾为NEE时令末端顶点为 $\mathbf{p}_e$ , 得到混合样本 $X=(\mathbf{u}, \mathbf{p}_e)$ . 散射维度以立体角测度表示, 末端顶点以ReSTIR DI光源测度 $\mu$ 表示:

\begin{equation} \int_{\omega} \int_{A'} f(\mathbf{x}) \mathrm{d}\mu(\mathbf{p}_e) \prod_{i=1}^{d-2} \mathrm{d}\omega_i = \int_{\mathbf{u}} \int_{A'} \frac{f(\mathbf{x})}{\prod_{i=1}^{d-2} p_i(\omega_i)} \mathrm{d}\mu(\mathbf{p}_e) \prod_{i=1}^{d-2}\mathrm{d}\mathbf{u}_i \end{equation}

$\mathbf{u}$ 均匀且 $\mathbf{p}_e$ 独立地以NEE分布 $p_1$ 生成, 因此 $p(X)=p_1(\mathbf{p}_e)\prod_i q_i$ . 若NEE使用RIS生成, $p_1$ 使用无偏权重即可. 末端顶点复用时为恒等映射, Jacobian只由散射维度贡献.

不同顶点数的积分不相交, 即 $f(\mathbf{x})=\sum_{i=1}^\infty\int_{\mathbf{x}_i}f(\mathbf{x}_i)\mathrm{d}\mathbf{x}_i$ , $\bigcup_{i=1}^\infty\mathbf{x_i}=\mathbf{x}$ 使得样本满足 $\mathrm{supp}(Y) \subseteq \bigcup_{n=1}^M T_n(\mathrm{supp}(X_n))$ , 同时对于单个像素生成的光线, 生成的每个NEE样本总是顶点数不同, $\mathcal{N}(y)$ 只位于一个支撑集, MIS权重设置为 $1$ 即可.

对于当前像素 $y$ , 从对所有像素相同的相机顶点 $y_0$ 出发, 发射确定的初始光线击中 $y_1$ , 之后由随机数 $\mathbf{u}_i$ 生成散射方向 $\omega_i$ , 其中分量 $\tilde{u}_i$ 选取波瓣. 复用时使用另一个像素 $x$ 的路径使用的随机数, 从 $y_1$ 出发生成新的 $\omega^y_i$ , 若 $y_i$ , $x_i$ , $x_{i+1}$ 都满足重连接条件(材质足够粗糙, 顶点距离足够远…), 将 $y_i$ 连接到 $x_{i+1}$ 并复用后续路径, 得到新路径 $\mathbf{y}$ .

注意到由于重连接 $\mathbf{y}$ 和 $\mathbf{x}$ 拥有相同的顶点数, 且除生成 $y_i \to y_{i+1} \to y_{i+2}$ 使用的随机数外其余随机数相同, 若未使用VNDF等视线相关抽样则只需考虑 $y_i \to y_{i+1}$ .

重要性抽样中 $U$ 为目标分布CDF, 微分得PDF. 重连接方向 $\omega^y_i$ 由几何确定, 波瓣选择随机数 $\tilde{u}^y_i$ 由 $\tilde{u}^x_i$ 映射至可选中 $\omega^y_i$ 的区间. 变化 $\tilde{u}^x_i$ 而 $\omega^x_i$ 固定, 命中点 $\mathbf{p}^x_{i+1}$ 不变, 可得 $\frac{\partial \omega^y_i}{\partial \tilde{u}^x_i}=0$ , 同理 $\frac{\partial \omega^x_i}{\partial \tilde{u}^y_i}=0$ . 根据波瓣选择概率可得 $\frac{\partial \tilde{u}^y_i}{\partial \tilde{u}^x_i}=\frac{P_{y_i}(l^y)}{P_{x_i}(l^x)}$ , 链式法则给出的Jacobian依赖 $l^y$ 的选取:

\begin{equation} \begin{aligned} \left|\frac{\partial \mathbf{u}^y_i}{\partial \mathbf{u}^x_i}\right| &=\left|\frac{\partial \mathbf{u}^y_i}{\partial (\omega^y_i, \tilde{u}^y_i)}\right|\left|\frac{\partial (\omega^y_i, \tilde{u}^y_i)}{\partial (\omega^x_i, \tilde{u}^x_i)}\right|\left|\frac{\partial (\omega^x_i, \tilde{u}^x_i)}{\partial \mathbf{u}^x_i}\right|\\ &=\frac{P_{y_i}(l^y)p_{y_i}(\omega^y_i|l^y)}{P_{x_i}(l^x)p_{x_i}(\omega^x_i|l^x)}\left|\frac{\partial\omega^y_i}{\partial\omega^x_i}\right| \end{aligned} \end{equation}

黑盒材质只有合并波瓣的边缘分布 $p(\omega)=\sum_l P(l)p(\omega|l)$ , 需要不依赖波瓣的位移映射. 记 $\mathbf{u}=(\bar{\mathbf{u}}, \tilde{u})$ , $\bar{\mathbf{u}}$ 为方向维度, $\tilde{u}$ 为波瓣选择维度. 波瓣选择按概率将 $[0, 1)$ 划分为连续区间, 第 $l$ 段为 $I_l=[\sum_{j<l}P(j), \sum_{j \leq l}P(j))$ , 记 $t=\frac{\tilde{u}-\sum_{j<l}P(j)}{P(l)}$ 为 $\tilde{u}$ 在段内的相对位置. 将生成 $\omega$ 的各波瓣原像按序拼接并归一化得坐标 $s$ :

\begin{equation} s = \frac{\sum_{j<l} P(j)p(\omega|j) + t P(l) p(\omega|l)}{p(\omega)} \end{equation}

$\omega$ 与 $\tilde{u}$ 无关, 因此 $(\bar{\mathbf{u}}, \tilde{u}) \to (\omega, s)$ 的Jacobian矩阵为块下三角, $\frac{\partial s}{\partial \bar{\mathbf{u}}}$ 不参与行列式:

\begin{equation} \begin{aligned} \left|\frac{\partial(\omega, s)}{\partial(\bar{\mathbf{u}}, \tilde{u})}\right| &=\begin{vmatrix} \frac{\partial \omega}{\partial \bar{\mathbf{u}}} & 0\\ \frac{\partial s}{\partial \bar{\mathbf{u}}} & \frac{\partial s}{\partial \tilde{u}} \end{vmatrix} =\left|\frac{\partial \omega}{\partial \bar{\mathbf{u}}}\right|\frac{\partial s}{\partial \tilde{u}}\\ &=\frac{1}{p(\omega|l)}\frac{p(\omega|l)}{p(\omega)}=\frac{1}{p(\omega)} \end{aligned} \end{equation}

由此可得 $\mathrm{d}\mathbf{u}=p(\omega)\mathrm{d}\omega\mathrm{d}s$ , 位移映射定义为即 $(\omega^x_i, s) \to (\omega^y_i, s)$ , 仍为双射且与材质的波瓣定义无关. $\mathrm{d}s$ 约去, $\theta$ 为立体角与法线的夹角, 对于同序顶点Jacobian如下:

\begin{equation} \begin{aligned} \left|\frac{\partial \mathbf{u}^y_i}{\partial \mathbf{u}^x_i}\right| &=\frac{p_{y_i}(\omega^y_i)\mathrm{d}\omega^y_i\mathrm{d}s}{p_{x_i}(\omega^x_i)\mathrm{d}\omega^x_i\mathrm{d}s} =\frac{p_{y_i}(\omega^y_i)}{p_{x_i}(\omega^x_i)}\left|\frac{\partial\omega^y_i}{\partial\omega^x_i}\right|\\ &=\frac{p_{y_i}(\omega^y_i)}{p_{x_i}(\omega^x_i)}\left|\frac{\cos\theta^y}{\cos\theta^x}\right|\frac{\|\mathbf{p}^x_{i+1}-\mathbf{p}^x_{i}\|^2}{\|\mathbf{p}^x_{i+1}-\mathbf{p}^y_{i}\|^2} \end{aligned} \end{equation}

非同序顶点无法得到最后立体角微分的解析形式. 但由于 $\omega^x_{i+1}$ 只依赖 $\omega^x_{i}$ , 可得 $\frac{\partial \omega^y_i}{\partial \omega^x_{i+1}}=0$ , Jacobian为下三角行列式. 由于 $\omega^y_{i+1}=\omega^x_{i+1}$ , 形式如下:

\begin{equation} \begin{aligned} J_{\mathbf{x}\to\mathbf{y}} &=\begin{vmatrix} \frac{\partial \mathbf{u}^y_i}{\partial \mathbf{u}^x_i}& \frac{\partial \mathbf{u}^y_i}{\partial \mathbf{u}^x_{i+1}}\\ \frac{\partial \mathbf{u}^y_{i+1}}{\partial \mathbf{u}^x_i}& \frac{\partial \mathbf{u}^y_{i+1}}{\partial \mathbf{u}^x_{i+1}} \end{vmatrix} = \frac{\partial \mathbf{u}^y_i}{\partial \mathbf{u}^x_i}\frac{\partial \mathbf{u}^y_{i+1}}{\partial \mathbf{u}^x_{i+1}}\\ &=\frac{p_{y_i}(\omega^y_i)}{p_{x_i}(\omega^x_i)}\frac{p_{y_{i+1}}(\omega^y_{i+1})}{p_{x_{i+1}}(\omega^x_{i+1})}\left|\frac{\cos\theta^y}{\cos\theta^x}\right|\frac{\|\mathbf{p}^x_{i+1}-\mathbf{p}^x_{i}\|^2}{\|\mathbf{p}^x_{i+1}-\mathbf{p}^y_{i}\|^2} \end{aligned} \end{equation}

如果直接用置信度计算权重, 需要了解当前样本是否位于所有被复用的样本域的支撑集中. 由于支撑集外的 $\hat{p}(x)=0$ , 基于它设置MIS权重天然的满足 $\sum_{n \in \mathcal{N}(Y)} c_n(Y)=1$ . 常用的配对MIS权重如下, 为计算中心规范样本中的 $\hat{p}_{\leftarrow i}(y)$ , 必须在执行合并前将 $y$ 逆变换到每个候选空间执行重放. 最终重放次数为 $2N$ , 相比朴素的 $O(N^2)$ 方法显著降低开销.

\begin{equation} \begin{aligned} m_i(Y) &= \frac{1}{N+1}\frac{M_i\,\hat{p}_{\leftarrow i}(Y)}{M_i\,\hat{p}_{\leftarrow i}(Y) + \frac{M_c}{N}\hat{p}_c(Y)}, \quad i \neq c\\ m_c(Y) &= \frac{1}{N+1}\left(1 + \sum_{i=1}^N \frac{\frac{M_c}{N}\hat{p}_c(Y)}{M_i\,\hat{p}_{\leftarrow i}(Y) + \frac{M_c}{N}\hat{p}_c(Y)}\right) \end{aligned} \end{equation}

目标分布为积分结果对像素的贡献, 初始权重为NEE/BSDF MIS无偏权重, 链式GRIS可实现无偏复用. 为节省内存, 采样时贪心的确定首对满足要求的 $x_i,\ x_{i+1}$ , 只存储随机数种子. 统计邻域内共享随机数种子的蓄水池数量来调整 $M$ , 可抑制时序复用带来的相关性. 此时置信度依赖其它样本, 即 $c_n(Y_n) \to c_n(Y_n, Y'_n, \dots)$ , 无法提出至对 $X_n$ 的积分, 因此有偏.

重连接要求路径相似, 可由 $J\approx1$ 推出. 记单侧几何项 $G(\mathbf{p}_a \to \mathbf{p}_b)=\frac{|\cos\theta_b|}{\|\mathbf{p}_b-\mathbf{p}_a\|^2}$ , 其中 $\theta_b$ 为 $\mathbf{p}_a \to \mathbf{p}_b$ 与 $\mathbf{p}_b$ 处法线的夹角, 方向PDF乘单侧几何项即面积密度, Jacobian可改写为:

\begin{equation} J_{\mathbf{x}\to\mathbf{y}}=\frac{p_{y_i}(\omega^y_i)G(\mathbf{p}^y_i \to \mathbf{p}^x_{i+1})}{p_{x_i}(\omega^x_i)G(\mathbf{p}^x_i \to \mathbf{p}^x_{i+1})}\frac{p_{y_{i+1}}(\omega^y_{i+1})}{p_{x_{i+1}}(\omega^x_{i+1})} \end{equation}

两个因子分别为重连接顶点 $\mathbf{p}^x_{i+1}$ 的面积密度变化, 以及 $\mathbf{p}^x_{i+1}$ 处出射方向改变导致的BSDF采样密度变化. 令二者相对误差均小于 $\epsilon$ , 则 $(1-\epsilon)^2 < J_{\mathbf{x}\to\mathbf{y}} < (1+\epsilon)^2$ :

\begin{equation} \begin{aligned} &\left|\frac{p_{y_i}(\omega^y_i)G(\mathbf{p}^y_i \to \mathbf{p}^x_{i+1}) - p_{x_i}(\omega^x_i)G(\mathbf{p}^x_i \to \mathbf{p}^x_{i+1})}{p_{x_i}(\omega^x_i)G(\mathbf{p}^x_i \to \mathbf{p}^x_{i+1})}\right| < \epsilon\\ &\left|\frac{p_{y_{i+1}}(\omega^y_{i+1}) - p_{x_{i+1}}(\omega^x_{i+1})}{p_{x_{i+1}}(\omega^x_{i+1})}\right| < \epsilon \end{aligned} \end{equation}

面积密度 $p_A$ 小通常代表光线抽样范围大, 采中当前样本概率小, 因此可用 $\frac{1}{p_A}$ 表示光线足迹. 令 $\theta_0$ 为主光线与 $\mathbf{p}^x_1$ 处法线的夹角, $R_\mathbf{x}^2$ 为均匀球面采样在该处的足迹, $R_\mathbf{x}$ 可近似为 $\sqrt{\pi r^2}$ 即足迹半径. 有限场景中相邻像素的路径不会任意发散, 假设两条路径主顶点间距不超过 $R_\mathbf{x}$ 的常数倍, 且次级顶点间距随主顶点间距线性增长.

\begin{equation} \begin{aligned} &R_\mathbf{x} = \sqrt{\frac{4\pi\|\mathbf{p}^x_1-\mathbf{p}^x_0\|^2}{|\cos\theta_0|}}\\ &\|\mathbf{p}^x_1-\mathbf{p}^y_1\| < C_1R_\mathbf{x}\\ &\|\mathbf{p}^x_j-\mathbf{p}^y_j\| < C_2\|\mathbf{p}^x_1-\mathbf{p}^y_1\|=C_1C_2R_\mathbf{x} \end{aligned} \end{equation}

追踪阶段无法做映射与重放, 无法比较 $\mathbf{x}$ 与 $\mathbf{y}$ 的密度函数, 经验假设随机重放保持面积密度, 令 $T_r$ 为从 $\mathbf{p}^y_i$ 不做重连接而是继续重放得到的顶点, 重连接条件变换为:

\begin{equation} \begin{aligned} &p^\mathbf{x}(\mathbf{p}^x_{i+1}) = p_{x_i}(\omega^x_i)G(\mathbf{p}^x_i \to \mathbf{p}^x_{i+1}) \approx p^\mathbf{y}(T_r(\mathbf{p}^x_{i+1}))\\ &p^\mathbf{y}(\mathbf{p}^x_{i+1}) = p_{y_i}(\omega^y_i)G(\mathbf{p}^y_i \to \mathbf{p}^x_{i+1})\\ &\left|\frac{p^\mathbf{y}(\mathbf{p}^x_{i+1}) - p^\mathbf{y}(T_r(\mathbf{p}^x_{i+1}))}{p^\mathbf{y}(T_r(\mathbf{p}^x_{i+1}))}\right| < \epsilon \end{aligned} \end{equation}

$p_A$ 为下一次弹射命中点的面积密度, $\mathbf{p}$ , $\mathbf{q}$ , $\mathbf{r}$ 均为该命中点的可能位置. 假设 $p_A$ 在自身足迹尺度内近似常数, 即存在 $c_2$ , 使得以 $\mathbf{p}$ 的足迹为半径的邻域内任取 $\mathbf{q}$ , $\mathbf{r}$ , 密度相对差不超过 $\epsilon$ .

\begin{equation} \max(\|\mathbf{q}-\mathbf{p}\|, \|\mathbf{r}-\mathbf{p}\|) < \sqrt{\frac{c_2}{p_A(\mathbf{p})}} \implies \left|\frac{p_A(\mathbf{r})-p_A(\mathbf{q})}{p_A(\mathbf{q})}\right| < \epsilon \end{equation}

由几何假设得位移 $\|T_r(\mathbf{p}^x_{i+1}) - \mathbf{p}^x_{i+1}\| \leq c_1R_\mathbf{y}$ , 其中 $c_1=C_1C_2$ . 代入前式, 并由位移映射可逆性要求 $\mathbf{x}$ 满足相同重连接条件, 得光线足迹阈值:

\begin{equation} \begin{aligned} c_1R_\mathbf{y} < \sqrt{\frac{c_2}{p^\mathbf{y}(\mathbf{p}^x_{i+1})}} &\implies \frac{1}{p^\mathbf{y}(\mathbf{p}^x_{i+1})} > \frac{c_1^2}{c_2}R_\mathbf{y}^2\\ &\implies \frac{1}{p_{x_i}(\omega^x_i)G(\mathbf{p}^x_i \to \mathbf{p}^x_{i+1})} > \frac{c_1^2}{c_2}R_\mathbf{x}^2 \end{aligned} \end{equation}

同时需要保证重连接点出射时不会因为低粗糙度材质导致BSDF PDF. 由光滑材质PDF的近似互易性可使用反向光线足迹:

\begin{equation} \begin{aligned} p_{x_{i+1}}(\omega^x_{i+1}) &= p(\omega^x_{i+1}|\mathbf{p}^x_{i+1}, -\omega^x_i) \approx p(-\omega^x_i|\mathbf{p}^x_{i+1}, \omega^x_{i+1})\\ p(\mathbf{p}^x_i|\mathbf{p}^x_{i+1}, \omega^x_{i+1}) &= p(-\omega^x_i|\mathbf{p}^x_{i+1}, \omega^x_{i+1})G(\mathbf{p}^x_{i+1} \to \mathbf{p}^x_i) \end{aligned} \end{equation}

此时位移量为 $\|\mathbf{p}^y_i-\mathbf{p}^x_i\|$ , 近似 $G(\mathbf{p}^x_{i+1} \to \mathbf{p}^x_i) \approx G(\mathbf{p}^x_{i+1} \to \mathbf{p}^y_i)$ , 得形式对称的逆光线足迹阈值. 两式合并, 常数并入用户参数 $c$ :

\begin{equation} \max\left( p_{x_i}(\omega^x_i)G(\mathbf{p}^x_i \to \mathbf{p}^x_{i+1}),\ p_{x_{i+1}}(\omega^x_{i+1})G(\mathbf{p}^x_{i+1} \to \mathbf{p}^x_i) \right)^{-1} > cR_\mathbf{x}^2 \end{equation}

ReSTIR Splatting
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样本域扩展到全体路径空间, 滤波器, 镜头位置纳入主样本, 目标函数包含滤波器权重:

\begin{equation} \hat{p}_k(\mathbf{x}) = h_k(\mathbf{x})\,\hat{p}(\mathbf{x}) \end{equation}

当前像素复用全部历史样本, 基于可见性缓冲前向投影, 当前滤波器范围外的样本权重为0, 因此只合并落入的样本. 所有历史域共用同一位移映射, 规范样本执行单次逆变换, 再评估各历史像素的滤波器即可计算MIS. 即使没有历史样本落入, 逆变换成功则仍然位于历史域部分像素的支撑集, 需要MIS.

RIS #

GRIS #

ReSTIR DI #

ReSTIR GI #

ReSTIR PT #

ReSTIR Splatting #