Logistic Regression

Logistic Regression

模型介绍

​ 逻辑回归作为一个判别模型，其形式如下：
\[ p(y=1\vert \mathbf x)=Ber\left(y\vert \text{sigm}\left(\mathbf w^T\mathbf x\right)\right) \]
参数为\(\mathbf{w}\)，假设\(y\in \left \{0,1\right \}\)，得到NLL
\[ NLL=-\sum_{i=1}^Ny_i\log^{u_i}+(1-y_i)\log^{1-u_i}\tag{1}\label{1} \]
​ 与Linear Regression不同，极大化NLL得不到解析解，对上式求导得到梯度和Hessian矩阵
\[ \begin{align*} \mathbf{g}&=\sum_i^N\left(u_i-y_i\right)\mathbf x_i =X^T\left(\mathbf u -\mathbf y\right)\\ \mathbf{H}&=\sum_i^N u_i\left(1-u_i\right)\mathbf x_i\mathbf x_i^T=X^TSX \end{align*} \]
式中\(S=\text{diag}\left(u_i\left(1-u_i\right)\right)\)，可以看出H为正定矩阵

优化方法

​ 对于无约束的凸优化问题\(\eqref{1}\)，可以采用Steepest descent、Newton's method、Iteratively reweighted least square、Quasi-Newton's methods等方法求解

Steepest descent

​ 在二范数下，Steepest descent的下降方向为负梯度方向，即\(-\mathbf g\)（可查阅之前的凸优化章节）
\[ \mathbf w^{t+1} = \mathbf w^{t}-\eta\mathbf g \]
\(\eta\)为学习率

牛顿方法

​ 牛顿方法是二阶方法，其求解步骤如下

• 设定初始点\(\mathbf x_0\)以及收敛条件\(\epsilon\)
• 计算\(\lambda(\mathbf x)\)，并与收敛条件进行比较，但尚未收敛时执行以下步骤
• 计算\(\Delta\mathbf x_{st}=-\mathbf H^{-1}\mathbf g\)，根据计算的步长\(\eta\)，对参数\(\mathbf w\)进行更新

​ 可以看出牛顿方法需要对矩阵进行求逆，因此即使\(\mathbf H\)可逆，当遇到大规模问题时，逆计算开销很大。后续的Quasi-Newton methods会对这方面进行优化，用一些方法得到近似的\(\mathbf H\)。

Iteratively reweighted least square

​ 当使用牛顿法解\(\eqref{1}\)时，得到参数\(\mathbf w\)的迭代过程如下
\[ \begin{align*} \mathbf w^{t+1} &=\mathbf w^{t}-\mathbf H^{-1}\mathbf g\\ &= \mathbf w^{t}-\left(X^TSX\right)^{-1}X^T\left(\mathbf u - \mathbf g\right)\\ &=\left(X^TSX\right)^{-1}\left[\left(X^TSX\right)\mathbf w-X^T\left(\mathbf u -\mathbf g\right)\right ]\\ & = \left(X^TSX\right)^{-1}X^T\left(SX\mathbf w-(\mathbf u -\mathbf y)\right)\\ & =\left(X^TSX\right)^{-1}X^TS z \tag{2}\label{2} \end{align*} \]
式中\(z=Xw-S^{-1}(\mathbf u-\mathbf y)\)，结合线性回归的Normal Equation，可以发现上述\(\mathbf w^{t+1}\)的解析式是\(\sum_\limits{i}^NS_i\left(z_i-\mathbf w^T\mathbf x_i\right)^2\)的极小值。\(S_i\)可以被看为权重，在迭代\(\mathbf w\)时其会发生变化，这也是Iteratively reweignted least square名字的由来。算法流程如下：

1. 初始化\(\mathbf w\)
2. 根据\(\eqref{2}\)计算更新\(\mathbf w\)
3. 迭代至收敛

Quasi-Newton methods

​ 为了避免牛顿方法中的矩阵逆运算，Quasi-Newton methods使用近似的\(\mathbf H\)来进行运算。这里介绍两种方法：BFGS和L-BFGS。两方法有相似之处，都是基于\(\eqref{3}\)展开的。

​ 根据泰勒展开可以得到
\[ f(\mathbf x^{t})=f(\mathbf x^{t+1})+\nabla f(\mathbf x^{t+1})^T\Delta \mathbf x+\frac 1 2 \Delta \mathbf x^T \nabla^2 f(\mathbf x^{t+1})\Delta \mathbf x \]
在上式中对\(\mathbf x^{t}\)求导
\[ \nabla f(\mathbf x^{t})=\nabla f(\mathbf x^{t+1})+\nabla^2 f(\mathbf x^{t+1})(\mathbf x^{t}-\mathbf x^{t+1})\tag{3}\label{3} \]
​ 令
\[ \begin{align*} B^{t}&=\nabla^2 f(\mathbf x)\\ \Delta s^{t}&=\mathbf x^{t+1}-\mathbf x^t\\ \Delta y^{t} &= \nabla f(\mathbf x^{t+1})-\nabla f(\mathbf x^{t}) \end{align*} \]

BFGS方法认为
\[ B^{t+1}=B^{t}+mVV^T+nUU^T \]
带入\(\eqref{3}\)中得到
\[ mVV^T\Delta s^t+nUU^T\Delta s^t = \Delta y ^t-B^t\Delta s^t \]
假设一种特殊情况
\[ \begin{align*} mVV^T\Delta s^t &= \Delta y^t\\ nUU^T \Delta s^t &= -B^t\\ mV^T\Delta s^t&=1\\ nU^T \Delta s^t&=-1 \end{align*} \]
可以解得\(U,V,m,n\)，得到\(B\)的迭代关系如下
\[ B^{t+1}=B^{t}+\frac{\Delta y^{t}{\Delta y^t}^T}{\Delta y^T \Delta s}-\frac{\Delta B^t\Delta s^t \Delta s^TB^t}{\Delta s^T B^t \Delta s^t} \]
由于\(\mathbf d = -\mathbf H^{-1}\mathbf g\)，在求下降方向时经常会使用\(\mathbf H^{-1}\)，下面对其进行近似。

对上述关系应用两次Sherman-Morrion公式
\[ (A+uv^T)^{-1}=A^{-1}-\frac{A^{-1}uv^TA^{-1}}{1+v^TA^{-1}u} \]
得到（这部分推导比较繁琐，参阅zhirom博客）
\[ C^{t+1}=(I-\frac{\Delta s^{t}\Delta y^T}{\Delta s^T\Delta y^t})C^{t}(I-\frac{\Delta y^t\Delta s^T}{\Delta s^T \Delta y^t})\tag{4}\label{4} \]

整体的BFGS算法流程如下

1. 初始化\(\mathbf x_0\)，令\(B_{0}=I\)
2. 确定搜索方向\(\mathbf d = -B_k^{-1}\mathbf g_k\)
3. 利用exact line search或者backtracting line search确定搜索步长，得到\(\mathbf x_{k+1}=\mathbf x_k-\lambda_k \mathbf d_k\)
4. 计算\(\mathbf g_{k+1}\)，若不收敛时继续执行
5. 利用\(\eqref{4}\)得到\(C_{k+1}\)，返回第二步

L-BFGS方法是在BFGS基础上舍弃了对矩阵的保存，仅保留了最近的m个\(s_k\,y_k\)结果，节约了内存空间。在计算\(\mathbf H^{-1}\mathbf g\)时使用了two-loop recursion，暂时不清楚这个计算方法的原理，在这里不写出，可参阅星环科技-知乎回答一文。

L2正则

​ 如果给定的数据集是线性可分的，那么\(\mathbf w\)进要满足一定比例即可，那么\(\Vert \mathbf w\Vert\to +\infin\)也是可以的，这样得到的图形就格外陡峭，容易过拟合。

​ 如果在NLL中添加\(L_2\)正则项，那么获得的即为MAP估计，相比于之前的MLE估计，梯度和Hessian矩阵迭代关系如下
\[ \begin{align*} \mathbf g &= X^T(\mathbf u -\mathbf y)+\lambda \mathbf w\\ \mathbf H &= X^T \mathbf S X+\lambda \mathbf I \end{align*} \]

多类别

​ 当考虑的类别数量多余2时，其形式如下
\[ p(y=c\vert \mathbf x, \mathbf W)=\frac{e^{\mathbf W_c^T\mathbf x}}{\sum\nolimits_i^C e^{\mathbf W_i^T\mathbf x}} \]
令
\[ \begin{align*} u_{ic} &= p(y=c\vert \mathbf x, \mathbf w_c)\\ \mathbf \eta_i &= \mathbf W^T \mathbf x\\ y_{ic} &= \text{Ⅱ}(y_i =c) \end{align*} \]
令系数矩阵\(\mathbf W\)的最后一列为0，即不对最后一类的系数进行估计（在分子和分母同除非零数并不影响结果）。得到NLL
\[ l(\mathbf W)=-\sum_i^N\left((\sum_c^C y_{ic} \eta_{ic})-\log^{\sum\nolimits_{c'}u_{ic'}}\right) \]
得到
\[ \begin{align*} \mathbf g &= \sum_i^N (\mathbf u_i-\mathbf y_i)\otimes \mathbf x_i=X^T(\mathbf u-\mathbf y) \\ \mathbf H &= \sum_i^N (diag(u_i)-\mathbf u_i\mathbf u_i^T) \otimes(\mathbf x_i\mathbf x_i^T) \end{align*} \]
假设\(\mathbf W\)先验为\(p(\mathbf W)=\Pi_c^C N(\mathbf w_c\vert0,\mathbf V_0)\)，得到
\[ \begin{align*} \mathbf g &= \sum_i^N(\mathbf u_i-\mathbf y_i)\otimes \mathbf x_i+\lambda\mathbf V_0^{-1}\sum \mathbf w_c\\ \mathbf H &=\sum_i^N(diag(\mathbf u_i)-\mathbf u_i \mathbf u_i^T) \otimes \mathbf x_i \mathbf x_i^T+\lambda \mathbf I_C\mathbf V_0^{-1} \end{align*} \]

贝叶斯角度的逻辑回归

Gaussian approximate

​ 不同于之前的线性回归，很难找到逻辑回归的共轭先验。
\[ p(\theta\vert D)=\frac {1}{\text{Z}}e^{-E(\theta)}\tag{5}\label{5} \]
式中Z为规整系数的常数项，可以理解为\(p(D)\)，\(E(\theta)\)应具有\(-\log ^{p(D, \theta)}\)的形式。

对\(E(\theta)\)进行泰勒展开
\[ \begin{align*} E(\theta)&=E(\theta^*)+\nabla E(\theta)^T(\theta - \theta^*)+\frac 1 2 (\theta - \theta^*)^T\nabla^2 E(\theta^*)(\theta - \theta^*)\\ &= E(\theta^*)+\frac 1 2 (\theta - \theta^*)^T\nabla^2 E(\theta^*)(\theta - \theta^*) \end{align*} \]
可以得到\(\eqref{5}\)的形式近似于高斯分布
\[ \begin{align*} p(\theta\vert D)&\sim N(\theta\vert \theta^*, \nabla^2E\left(\theta^*\right)^{-1})\\ p(D)&=(2\pi)^{\frac D 2}\vert\nabla^2 E(\theta^*) \vert^{-\frac 1 2}e^{-E(\theta^*)} \end{align*} \]
当对\(p(D)\)进行变换时可以得到BIC的形式
\[ \begin{align*} \log^{p(D)}&\approx \log^{p(D\vert \theta^*)}+\log^{p(\theta^*)}-\frac{1}{2}\log^{\vert \nabla^2 E(\theta^*)\vert }\\ &\approx\log^{p(D\vert \hat \theta)}-\frac D 2\log^N \end{align*} \]
上式中忽略了常数项，且默认\(p(\theta)\propto1\)，由于\(\vert \nabla^2E(\hat \theta)\vert=\sum\nolimits\left\vert H_i\right\vert\)（参考\(\eqref{1}\)），假设所有的Hessian矩阵相同。

Guassion approximate for Logistic Regression

​ 假设\(p(\theta)\sim N(\theta \vert \mathbf 0, \mathbf V)\)，根据上述公式可以得到
\[ \begin{align*} \mathbf \theta &= \arg\min \log^{E(\theta)}\\ &= \arg\min \log^{p(\theta)}+\log^{p(D\vert\theta)} \end{align*} \]
上述的式子和L2正则类似。在得到\(\hat \theta\)后就得到了Laplace approximation后验分布。

MAP和Laplace approximateion比较

Approximatting the posterior predictive

​ 在得到参数的后验分布后，对\(p(y\vert D, \theta)\)进行估计
\[ p(y\vert D, \theta)=\int p(y\vert \theta) p(\theta\vert D)d\theta \]
当然可以采用插值法，比如\(\hat \theta, E(\theta)\)等，但是这样的方法会导致误差较大。可以采用Monte Carlo approximation的方法对\(\theta\)取样，计算平均的\(p(y)\)

Online Learning and stochastic optimization

​ 与离线训练确定参数不同，线上学习是不断应用于新数据、调整参数。
\[ \mathbf \theta_k = \mathbf \theta_{k-1}-\eta_{k-1}\mathbf g_{k1} \]
上述的Online gradient descent可以用来对参数进行更新。

​ stochastic optimization是说在目标函数中有随机变量，如
\[ \theta^* = \arg\min E\left(f(\theta, D)\right) \]
可以利用online gradient descent 对stochastic optimization进行计算，

在设置学习率\(\eta\)时需要满足Robbins-Monro条件，以保证收敛。

\[ \begin{align*} \sum \eta &= +\infin\\ \sum \eta^2 & < +\infin \end{align*} \]

如：

• \(\eta_k=\frac 1 k\)
• \(\eta_k=(\tau_0+k)^{-\kappa}\)

生成方法和判别方法的对比

生成方法和判别方法的根本区别是判别方法通常极大化\(p(y\vert \mathbf x, \mathbf w)\)，而生成方法则为\(p(y, \mathbf x\vert \mathbf w)\)。两个方法的优缺点对比如下：

1. 生成方法计算通常更简单，如朴素贝叶斯，通过参数的加减即可得到参数的分布；
2. 判别模型对特征的处理更方便，生成模型通常对特征假设了分布，如果进行特征的变换，则很可能与假设产生矛盾。

Fisher线性判别分析

高斯判别分析时（注意这是一个生成模型）在高维数据时时常会遇到一些问题。一个自然的降维方法是进行低维的线性变换\(\mathbf z = \mathbf W \mathbf x\)。

Fisher linear discriminant analysis假设变换后的低位数据可以用高斯判别分析很好的分离，其是生成模型和判别模型的混合。其最大的缺点为变换后的维度要小于\(C-1\)。这样对于二分类问题，就意味着要找出一个向量\(\mathbf w\)可以很好的分离数据点。

二分类问题

在二分类情况下，\(\mathbf w\)是单一向量，其应该满足这样的条件
\[ \max \frac{(m_1-m_2)^2}{s_1^2+s_2^2} \]
即两个类别的均值映射之差的平方应该尽量大，每个类别方差应该尽量小。

拓展至多维

待添加

转载于:https://www.cnblogs.com/DemonHunter/p/11216288.html