EM算法

作者: 瞎了吗 | 来源:发表于2019-07-14 15:33 被阅读0次

    EM算法

    EM算法基本思想

    ​ 最大期望算法(Expectation-Maximization algorithm, EM),是一类通过迭代进行极大似然估计的优化算法,通常作为牛顿迭代法的替代,用于对包含隐变量或缺失数据的概率模型进行参数估计。

    ​ 最大期望算法基本思想是经过两个步骤交替进行计算:

    ​ 第一步是计算期望(E),利用对隐藏变量的现有估计值,计算其最大似然估计值

    ​ 第二步是最大化(M),最大化在E步上求得的最大似然值来计算参数的值。

    ​ M步上找到的参数估计值被用于下一个E步计算中,这个过程不断交替进行。

    EM算法推导

    ​ 对于m个样本观察数据x=(x^{1},x^{2},...,x^{m}),现在想找出样本的模型参数\theta,其极大化模型分布的对数似然函数为:
    \theta = \mathop{\arg\max}_\theta\sum\limits_{i=1}^m logP(x^{(i)};\theta)
    如果得到的观察数据有未观察到的隐含数据z=(z^{(1)},z^{(2)},...z^{(m)}),极大化模型分布的对数似然函数则为:
    \theta =\mathop{\arg\max}_\theta\sum\limits_{i=1}^m logP(x^{(i)};\theta) = \mathop{\arg\max}_\theta\sum\limits_{i=1}^m log\sum\limits_{z^{(i)}}P(x^{(i)}, z^{(i)};\theta) \tag{a}
    由于上式不能直接求出\theta,采用缩放技巧:
    \sum\limits_{i=1}^m log\sum\limits_{z^{(i)}}P(x^{(i)}, z^{(i)};\theta) = \sum\limits_{i=1}^m log\sum\limits_{z^{(i)}}Q_i(z^{(i)})\frac{P(x^{(i)}, z^{(i)};\theta)}{Q_i(z^{(i)})} \\ \geqslant \sum\limits_{i=1}^m \sum\limits_{z^{(i)}}Q_i(z^{(i)})log\frac{P(x^{(i)}, z^{(i)};\theta)}{Q_i(z^{(i)})}
    上式用到了Jensen不等式:
    log\sum\limits_j\lambda_jy_j \geqslant \sum\limits_j\lambda_jlogy_j\;\;, \lambda_j \geqslant 0, \sum\limits_j\lambda_j =1
    并且引入了一个未知的新分布Q_i(z^{(i)})

    此时,如果需要满足Jensen不等式中的等号,所以有:
    \frac{P(x^{(i)}, z^{(i)};\theta)}{Q_i(z^{(i)})} =c, c为常数
    由于Q_i(z^{(i)})是一个分布,所以满足
    \sum\limits_{z}Q_i(z^{(i)}) =1
    综上,可得:
    Q_i(z^{(i)}) = \frac{P(x^{(i)}, z^{(i)};\theta)}{\sum\limits_{z}P(x^{(i)}, z^{(i)};\theta)} = \frac{P(x^{(i)}, z^{(i)};\theta)}{P(x^{(i)};\theta)} = P( z^{(i)}|x^{(i)};\theta)
    如果Q_i(z^{(i)}) = P( z^{(i)}|x^{(i)};\theta) ,则第(1)式是我们的包含隐藏数据的对数似然的一个下界。如果我们能极大化这个下界,则也在尝试极大化我们的对数似然。即我们需要最大化下式:
    \mathop{\arg\max}_\theta \sum\limits_{i=1}^m \sum\limits_{z^{(i)}}Q_i(z^{(i)})log\frac{P(x^{(i)}, z^{(i)};\theta)}{Q_i(z^{(i)})}
    简化得:
    \mathop{\arg\max}_\theta \sum\limits_{i=1}^m \sum\limits_{z^{(i)}}Q_i(z^{(i)})log{P(x^{(i)}, z^{(i)};\theta)}
    以上即为EM算法的M步,\sum\limits_{z^{(i)}}Q_i(z^{(i)})log{P(x^{(i)}, z^{(i)};\theta)}​可理解为logP(x^{(i)}, z^{(i)};\theta)基于条件概率分布Q_i(z^{(i)})的期望。以上即为EM算法中E步和M步的具体数学含义。

    图解EM算法

    ​ 考虑上一节中的(a)式,表达式中存在隐变量,直接找到参数估计比较困难,通过EM算法迭代求解下界的最大值到收敛为止。

    在这里插入图片描述

    ​ 图片中的紫色部分是我们的目标模型p(x|\theta),该模型复杂,难以求解析解,为了消除隐变量z^{(i)}的影响,我们可以选择一个不包含z^{(i)}的模型r(x|\theta),使其满足条件r(x|\theta) \leqslant p(x|\theta)

    求解步骤如下:

    (1)选取\theta_1,使得r(x|\theta_1) = p(x|\theta_1),然后对此时的r求取最大值,得到极值点\theta_2,实现参数的更新。

    (2)重复以上过程到收敛为止,在更新过程中始终满足r \leqslant p.

    EM算法流程

    输入:观察数据x=(x^{(1)},x^{(2)},...x^{(m)}),联合分布p(x,z ;\theta),条件分布p(z|x; \theta),最大迭代次数J

    1)随机初始化模型参数\theta的初值\theta^0

    2)for \ j \ from \ 1 \ to \ J

    ​ a) E步。计算联合分布的条件概率期望:
    Q_i(z^{(i)}) = P( z^{(i)}|x^{(i)}, \theta^{j})

    L(\theta, \theta^{j}) = \sum\limits_{i=1}^m\sum\limits_{z^{(i)}}P( z^{(i)}|x^{(i)}, \theta^{j})log{P(x^{(i)}, z^{(i)};\theta)}

    ​ b) M步。极大化L(\theta, \theta^{j}),得到\theta^{j+1}:
    \theta^{j+1} = \mathop{\arg\max}_\theta L(\theta, \theta^{j})
    ​ c) 如果\theta^{j+1}收敛,则算法结束。否则继续回到步骤a)进行E步迭代。

    输出:模型参数\theta​

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