【机器学习】线性模型

这篇文章总结了 3 种线性模型：线性回归、对数线性回归和逻辑斯蒂回归（logistic regression，LR，对数几率回归）。

线性回归

假设数据集 (D={(x_1, y_1), (x_2, y_2),dots,(x_m,y_m)})，其中 (x_i = (x_{i1};x_{i_2};dots;x_{id}))，(y in R)。 也就是，数据集 (D) 共包含 m 个样本，每个样本含有 d 个属性. 线性回归的目标是找到参数 (w = (w_1, w_2, dots, w_m)) 和 (b)，使得

[f(x_i) = w_1x_{i1} + w_2x_{i2}+dots+w_dx_{id} + b = w^Tx_i+b，f(x_i) approx y_i ]

目标

通常使用均方误差（mean square error，MSE）来衡量模型的预测值 (f(x_i)) 和真实值 (y_i) 之间差异的大小：

[ ext{MSE} = sum_{i=1}^m(f(x_i)-y_i)^2 = sum_{i=1}^m(y_i-wx_i+b) ]

我们希望 MSE 越小越好，所以我们需要找到一组参数 (w) 和 (b) 来最小化 MST。(w) 和 (b) 学到之后，模型就得以确定。

均方误差对应了几何中的欧式距离，基于均方误差最小化来进行模型求解的方法被称为最小二乘法（least square method）。在线性回归中，最小二乘法试图找到一条直线，使所有点到直线的欧式距离之和最小。

参数估计

求解 (w，b) 使得均方误差 (E_{w,b}=sum_{i=1}^m(y_i-wx_i+b)) 最小的过程被称为线性回归模型的最小二乘参数估计（parameter estimation）。为了方便计算，我们将参数表示为向量的形式，令 (hat w = (w; b))，将数据集 (D) 表示为一个 (m imes (d+1)) 的矩阵，也就是 m 行 d+1 列，前 (m imes d) 列对应 m 个样本，最后一列全为 1，为了和 b 进行计算，也就是

将标记也表示为向量的形式 (y = (y_1;y_2;dots;y_m))，则均方误差 (E_{hat w}) 可以写为：

[E_{hat w} = (y-X hat w)^T(y-X hat w) ]

为了求 (E_{hat w}) 的最小值，可以求 (E_{hat w}) 对 (hat w) 的导数：

[frac{partial E_{hat w}}{partial hat w} = 2 X^T(Xhat w-y) ]

令上式为 0，如果 ((X^TX)) 是满秩矩阵，就可以求得解析解 (hat w^{*} = (X^TX)^{-1}X^Ty)，其中，((X^TX)^{-1}) 是 ((X^TX)) 的逆矩阵。则最终求解的模型为：

[f(x_i) = w^*x_i+b^* ]

上面公式的具体的求解步骤可以参考这里。

如果 ((X^TX)) 不是满秩矩阵，例如样本的数量小于单个样本的属性数，则存在多个解析解，它们均能使均方误差最小化。具体选择哪个解析解，由算法的偏好决定，常见的做法是引入正则化（regularization）项：

• (L_1) 正则化：此时我们的目标是找到 (hat w) 来最小化下式

[(y-X hat w)^T(y-X hat w) + lambda||hat w||_1 ]

其中，(lambda>0) 为正则化系数，调整正则化项与均方误差的比例。

• (L_2) 正则化：此时我们的目标是找到 (hat w) 来最小化下式

[(y-X hat w)^T(y-X hat w) + lambda||hat w||_2^2 ]

其中，(lambda>0) 为正则化系数，调整正则化项与均方误差的比例。

• 同时引入 (L_1) 正则化和 (L_2) 正则化：此时我们的目标是找到 (hat w) 来最小化下式

[(y-X hat w)^T(y-X hat w) + lambda ho ||hat w||_1 + frac{lambda(1- ho)}{2}||hat w||_2^2 ]

其中，(lambda>0) 为正则化系数，调整正则化项与均方误差的比例；( ho in [0,1]) 用来控制 (L_1) 正则化和 (L_2) 正则化之间的比例。

对数线性回归

在线性回归中，我们的目标是找到模型 (f(x_i)=w^Tx_i+b)，使得 (f(x_i)) 尽可能地接近真实值 (y_i)。在对数线性回归中，我们的目标是找到模型 (f(x_i)=w^Tx_i+b)，使得 (f(x_i)) 尽可能地接近真实值 (y_i) 的对数 (ln y_i)，其实也就是试图让 (e^{w^Tx_i+b}) 逼近 (y_i)：

对数线性回归是输入空间到输出空间的非线性函数映射。更一般地，考虑单调可微函数 (g(cdot))，令

[y_i = g^{-1}(w^Tx_i+b) ]

这样得到的模型称为广义线性模型，其中函数 (g(cdot)) 被称为联系函数（link function）。对数回归函数就是广义线性模型在 (g(cdot)=ln(cdot)) 时的特例。

逻辑斯蒂回归

线性回归是用来求回归问题的，如果要求分类问题，例如二分类，(yin {0, 1})。我们需要将线性回归模型的输出连续值 (z = w^Tx+b) 转化为离散的 0/1 值。

一种方法是使用单位阶跃函数（unit-step function），如果 (z>0) 就判为正例，小于 0 就判为 反例，等于 0 可任意判别。如下图中红色线段表示的函数：

单位阶跃函数有一个缺点，就是它不连续，不能用作广义线性模型中的 (g(cdot))。于是，我们希望找到找到在一定程度上能近似单位阶跃函数的替代函数，并希望它单调可微。对数几率函数（logistic function）就是这样的一个常用的替代函数：

[y = frac{1}{1+e^{-z}} ]

对数几率函数的形状就是上面图 3.2 中的黑色曲线。对数几率函数是一个Sigmoid函数（S型函数），它将 (z) 转化为一个接近 0 或 1 的 y 值，并且在 z = 0 的附近变化很陡。将对数几率函数作为广义线性模型中的 (g^{-1}(cdot))，可以得到

[y = frac{1}{1+e^{-(w^Tx+b)}} = frac{e^{w^Tx+b}}{1+e^{w^Tx+b}} ]

由上式可以得到

[1-y = frac{1}{1+e^{w^Tx+b}} ]

从而，有

[frac{y}{1-y} = e^{w^Tx+b} ]

两边取对数，有

[ln frac{y}{1-y} = w^Tx+b ]

若将 (y) 视为 (x) 作为正例的可能性，则 (1-y) 就是 (x) 作为反例的可能性，两者的比值 (frac{y}{1-y}) 称为几率（odds），反映了 (x) 作为正例的相对可能性。对几率取对数则得到对数几率（log odds，亦称logits） ：

[ln frac{y}{1-y} ]

由此可以看到，我们实际上在寻找一个模型 (f(x_i)=w^Tx_i+b)，使得 (f(x_i)) 逼近真实标记的对数几率，所以这种方法对应的模型就叫做对数几率回归（logistic regression，logit regression），又称逻辑斯蒂回归。需要注意的是，虽然逻辑斯蒂回归名称中有“回归”二字，但它实际上是一种分类模型。

参数估计

令

[P(y=1|x) = pi(x) = frac{1}{1+e^{-(w^Tx+b)}} = frac{e^{w^Tx+b}}{1+e^{w^Tx+b}} \ P(y=0|x) = 1-pi(x) = frac{1}{1+e^{w^Tx+b}} ]

我们可以通过** 极大似然法（maximum likelihood method）**来估计 (w) 和 (b)。在这里，似然函数

[prod_{i=1}^m [pi(x_i)]^{y_i}[1-pi(x_i)]^{1-y_i} ]

为了计算方便，我们对似然函数取对数，得到对数似然函数 (L(w))：

[egin{align} L(w) &= sum_{i=1}^m(y_ilogpi(x_i)+(1-y_i)log(1-pi(x_i))) \ &= sum_{i=1}^m(y_ilogpi(x_i)+log(1-pi(x_i))-y_ilog(1-pi(x_i))) \ &= sum_{i=1}^m(y_i log frac{pi(x_i)}{1-pi(x_i)}+log(1-pi(x_i))) \ &= sum_{i=1}^m(y_i (w^Tx_i+b)-log(1+e^{w^Tx_i+b})) \ &= sum_{i=1}^m(y_i eta^T hat x_i - log(1+e^{eta^T hat x_i})) \ end{align} ]

其中，(eta = (w;b)，hat x_i = (x_i; 1))，则 (eta^T hat x_i = w^Tx_i + b)。这样，问题就变成了以对数似然函数为目标函数的最优化问题（最大化），可以通过梯度下降法或者拟牛顿法等求解。最大化 (L(w)) 也就是最小化 (L(eta) = sum_{i=1}^m(-y_i eta^T hat x_i + log(1+e^{eta^T hat x_i}))). (L(eta)) 对 (eta) 的导数如下:

[egin{align} frac{partial{L(eta)}}{partial{eta}} &= sum_{i=1}^m(-y_i hat x_i + frac{hat x_i e^{eta^T hat x_i}}{1+e^{eta^T hat x_i}}) \ &= -sum_{i=1}^m hat x_i(y_i-pi(hat x_i)) end{align} ]

所以，参数 (eta) 的更新方式为：

[egin{align} eta &= eta - alpha frac{partial{L(eta)}}{partial{eta}} \ &= eta + alpha(sum_{i=1}^m hat x_i(y_i-pi(hat x_i))) end{align} ]

其实，也可以直接使用梯度上升来求 (L(w)) 的最大值，这样参数的更新方式是一样的。

参考

1、周志华《机器学习》
2、李航《统计学习方法》
3、http://www.huaxiaozhuan.com/统计学习/chapters/1_linear.html