• 第三章 广义线性模型(GLM)


    广义线性模型

    前面我们举了回归和分类得到例子。在回归的例子中,$y mid x; heta sim  N(u,sigma ^{2})$,在分类例子中,$ymid x; heta sim  Bbernoulli(phi)$

    广义线性模型是基于指数函数族的,指数函数族原型为:

    $p(y;eta) = b(y)exp(eta^{T}T(y)-a(eta))$

    $eta$为自然参数,$T(y)$为充分统计量,一般情况下$T(y)=y$。选择固定的T,a,b定义一个分布,参数为$eta$。

    对于伯努利分布(均值为$phi$),有:

    $p(y=1,phi)=phi;p(y=0;phi)=1-phi$

    $p(y;phi) = phi^{y}(1-phi)^{1-y}$

    $p(y;phi) = exp(ylogphi +(1-y)log(1-phi))$

    $p(y;phi) = exp((log(frac{phi}{1-phi}))y+log(1-phi))$

    因此有:

    $T(y) = y$

    $a(eta) = -log(1-phi)$

    $a(eta) = log(1+e^{eta})$

    $b(y)=1$

     对于高斯分布,有:

    $p(y;u) = frac{1}{sqrt{2pi}}exp(-frac{1}{2}(y-u)^{2})$

    $p(y;u) = frac{1}{sqrt{2pi}}exp(-frac{1}{2}y^{2})cdot exp(uy=frac{1}{2}u^{2})$

    因此有:

    $eta = u$

    $T(y) = y $

    $a(eta) = frac{u^{2}}{2} = frac{eta^{2}}{2}$

    $b(y) = (frac{1}{sqrt{2pi}})exp(-frac{1}{2}y^{2})$

    构造GLM 

    1. $y mid x; heta sim  ExponentialFamily(eta)$

    2. 给定x,我们的目标是预测T(y),大部分情况下T(y)=y,因此我们可以选择预测输出h(x),$h(x) =Eleft [ y mid x ight ]$

    3. 自然参数$eta$和输入x是线性相关的,$eta = heta^{T}x$

    普通最小二乘法

    普通最小二乘法是GLM模型的一种特例:y是连续的,给定x后的y的条件分布是高斯分布$N(u,sigma^{2})$。因此令指数函数族的分布为高斯分布。正如前面,高斯分布U作为指数函数族时,$u=eta$。因此有:

    $h_{ heta}(x) = Eleft [ y mid x ; heta ight ] = u = eta = heta^{T}x$

    逻辑回归

    逻辑回归中y只取0和1,因此使用伯努利分布作为指数函数族的分布,因此$phi = frac{1}{1+e^{-eta}}$。进一步,由$y mid x; heta sim Bernoulli(phi)$,则$Eleft [ y mid x; heta ight ] = phi $,得到:

    $h_{ heta}(x) =  Eleft [ y mid x ; heta ight ] $

    $h_{ heta}(x) = phi $

    $h_{ heta}(x) = frac{1}{1+e^{-eta}}$

    $h_{ heta}(x) = frac{1}{1+e^{- heta^{T}x}}$

    softmax回归

    在逻辑回归中,y离散取值只有两个,现在考虑当y取多个值的情况,$yin {1,2,...,k}$。

    为了参数化具有k个可能的输出的多项式,我们可以使用k个参数$phi_{1},...,phi_{2}$来表示每个输出的概率。但是这些参数是冗余的,因为这k个参数之和为1。所以我们只需要参数化k-1个变量:$phi_{i} = p(y=i;phi) ~~ p(y=k;phi) = 1-sum_{i=1}^{k-1}phi_{i}$,为了方便,我们令$phi_{k}= 1-sum_{i=1}^{k-1}phi_{i}$,但记住它并不是一个参数,而是由其它k-1个参数值决定。

     

    为了使多项式为指数函数族分布,定义以下$T(y) in R^{k-1}$:

    $  T(1) =egin{bmatrix} 1\ 0\ 0\ vdots \0 end{bmatrix}$

    $  T(2) =egin{bmatrix} 0\ 1\ 0\ vdots \0 end{bmatrix}$

    $  T(k-1) =egin{bmatrix} 0\ 0\ 0\ vdots \1 end{bmatrix}$

    $  T(k) =egin{bmatrix} 1\ 0\ 0\ vdots \0 end{bmatrix}$

    跟前面不同的是,这里T(y)并不等于y,T(y) 在这里是一个k-1维向量,而不是一个实数。令$(T(y))_{i}$表示$T(y)$的第i个元素。

     

    接着定义一个函数$1{cdot}$,当参数为true时,函数值为1,反之为零。例如 1{2=3}=0.

    因此,$(T(y))_{i}=1{y=i}$,进一步我们有$E[(T(y))_{i}]=P(y=i)=phi_{i}$。

     

    接下来说明该多项式也属于指数函数族:

    $p(y;phi) = phi_{1}^{1{y=1}} phi_{2}^{1{y=2}} cdots phi_{k}^{1{y=k}}$

    $p(y;phi) = phi_{1}^{1{y=1}} phi_{2}^{1{y=2}} cdots phi_{k}^{1-sum_{i=1}^{k-1}(T(y))_{i}}$

    $p(y;phi) = phi_{1}^{(T(y))_{1}} phi_{2}^{(T(y))_{2}} cdots phi_{k}^{1-sum_{i=1}^{k-1}(T(y))_{i}}$

    $p(y;phi) = exp((T(y))_{1}log(phi_{1}) + (T(y))_{2}log(phi_{2}) + cdots + (1-sum_{i=1}^{k-1}(T(y))_{i})log(phi_{k}))$

    $p(y;phi) =exp((T(y))_{1}log(phi_{1}/phi_{k})+  (T(y))_{2}log(phi_{2}/phi_{k})+cdots+(T(y))_{k-1}log(phi_{k-1}/phi_{k})+log(phi_{k}))$

    $p(y;phi) = b(y)exp( eta^{T}T(y)-a(eta))$

    其中:

    $  eta =egin{bmatrix} log(phi_{1}/phi_{k})\ log(phi_{2}/phi_{k})\ vdots \log(phi_{k-1}/phi_{k}) end{bmatrix}$

    $a(eta)=-log(eta_{k})$

    $b(y)=1$

    因此有以下函数关系式:

    $eta_{i}= frac{phi_{i}}{phi_{k}}$

    为了方便,我们定义:

    $eta_{k} = 0$

    因此我们得到以下关系式:

    $e^{eta_{i}}= frac{phi_{i}}{phi_{k}}$

    $phi_{k}e^{eta_{i}} = phi_{i}$

    $phi_{k}sum_{i=1}{k}e^{eta_{i}}=1$

    因此我们得到以下响应函数:

    $phi_{i}= frac{e^{eta_{i}}}{sum_{j=1}^{k}e^{eta_{j}}}$

    这种$eta$到$phi$的映射函数称为softmax函数。

    令$eta_{i}= heta_{i}^{T}x ~~(i=1,2,...,k-1), heta_{1},..., heta_{k-1}in R^{n+1}$

    因此有以下条件分布:

    $p(y=1 mid x; heta) = phi_{i}$

    $p(y=1 mid x; heta) = frac{e^{eta_{i}}}{sum_{j=1}^{k}e^{eta_{j}}}$

    $p(y=1 mid x; heta) = frac{e^{ heta_{i}^{T}x}}{sum_{j=1}^{k}e^{ heta_{j}^{T}x}}$

    损失函数:

     

    最大似然估计:

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  • 原文地址:https://www.cnblogs.com/wuchaodzxx/p/5734542.html
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