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机器学习-线性判别分析LDA

机器学习-线性判别分析LDA

作者: 升不上三段的大鱼 | 来源:发表于2021-03-14 09:30 被阅读0次

判别分析方法是对后验概率进行估计的判别模型方法。如果样本属于某个类的条件概率密度符合高斯分布,对于贝叶斯分类器,决策边界在一般情况下是二次的曲线;如果所有的类别有同样的协方差,决策边界为线性的;当协方差矩阵为对角矩阵时,就是朴素贝叶斯分类器了。

1. 特征转换

对于一个特征空间,我们能否找到一个转换关系,使得被转换后的特征有着相同的协方差矩阵,从而获得线性的决策边界呢?

对于一个协方差矩阵\Sigma,可以使用奇异值分解:
\Sigma = UDU^T=(UD^{\frac{1}{2}}) \cdot I \cdot (UD^{\frac{1}{2}})^T

带入到高斯分布中,得到:
N (x; \mu, \Sigma) = \frac{1}{\sqrt(det2 \pi \Sigma)}e^{- \frac{1}{2}(x-mu)^T \Sigma^{-1}(x-\mu)}
\quad = \frac{1}{\sqrt(det2 \pi \Sigma)}e^{- \frac{1}{2}(x-mu)^T (UD^{\frac{1}{2}}) \cdot I \cdot (UD^{\frac{1}{2}})^T (x-\mu)}
\quad = \frac{1}{\sqrt(det2 \pi \mathbf{\Sigma})}e^{- \frac{1}{2}(((D^{- \frac{1}{2}}U^T)x-(D^{- \frac{1}{2}}U^T)\mu)^TI((D^{- \frac{1}{2}}U^T)x-(D^{- \frac{1}{2}}U^T)\mu)}

所以 x' = D_y^{- \frac{1}{2}}U_y^T x,还是一个线性变换。
在经过这样的转换之后,决策边界是线性的,缺点就是这个特征转换与分类y有关。

2. 线性判别分析LDA

对于数据集S=(x_1,y_1),(x_2,y_2), \cdots,(x_m,y_m)

  • 估计联合协方差矩阵
    \hat{\Sigma} = \frac{1}{m}\sum_{i=1}^m (x_i-\mu_{yi})(x_i-\mu_{yi})^T
  • 计算SVD: \hat{\Sigma} = UDU^T
  • 计算得到变换: \phi = D^{\frac{1}{2}}U^T
  • 计算得到均值: \mu' = \phi(u_y) = D^{\frac{1}{2}}U^T \mu_y

经过变换之后,分类的决策规则
y* = \mathop{argmax}_{y} p(y|\phi(x))
\quad = \mathop{argmin}_{y} \frac{1}{2}||\phi(x)-\phi(\mu_y)||_2^2-\log p(y)

log(p(y))是个常数,所以需要最小化的第一项,而其中的\phi并不会减少特征的维度。

从几何角度来看,样本会被分到与样本自己距离最近的类别里。所有的样本点都可以投影到\mu_0-\mu_1上,而依旧可以进行分类。一个二分类的问题可以被减小到以为上的最近邻分类。

对于K分类问题,将样本投影到较小维度的空间里,可以减小样本的维数。

用于降维的LDA主要目标是寻找将特征投影到子空间中,同时使得投影特征的方差最大,也就是是所有样本的投影尽可能分开。子空间的维度为L<K-1, 对于数据集S=(x_1,y_1),(x_2,y_2), \cdots,(x_m,y_m)

  • 计算变换过的均值向量的协方差矩阵
    \hat{\Sigma}_{inter} = \frac{1}{K}\sum_{y=1}^K (\mu_i'-\overline{\mu}')(\mu_i'-\overline{\mu}')^T,其中\overline{\mu}'=\frac{1}{K} \cdot \sum_{y=1} ^K \mu_y'
  • 计算协方差矩阵的前L个最大的特征值对应的特征向量
  • 这L个特征向量组成降维变换矩阵\phi的每一行

上面的分析都是从贝叶斯分类出发的,当数据先验相同,满足高斯分布且协方差相等时,LDA可达到最优分类。

3. Fisher变换

从另一个角度来看,对于二分类的问题,对于给定的数据集,我们设法将样本点投影到一条线上,并且使得同类别的样本尽可能接近,而不同样本的距离尽可能远,再根据投影位置来确定样本类别。

LDA

给定数据集S=(x_1,y_1),(x_2,y_2), \cdots,(x_m,y_m),每个类的中心在w方向上的投影向量为\tilde{\mu_k} = w^T \mu_k

需要最大化的目标为类间散度与类内散度的比值:
w^* = \mathop{argmax}_w J(w) = \mathop{argmax}_w \frac{|\tilde{\mu_1} - \tilde{\mu_2}|^2}{\tilde{s_1}^2 + \tilde{s_2}^2}

为了求解r^*,对于每个类别,均值和散度分别为
\mu_k = \frac{1}{m_k} \sum_{i=1,y_i=k}^{m_k} x_i
\mathbf{S_k} = \sum_{i=1,y_i=k}^{m_k} (\mathbf{x_i-\mu_k})(\mathbf{x_i-\mu_k})^T

类内散度矩阵:
S_w =S_1+S_2
=\sum_{i=1,}^{m_1} (\mathbf{x_i-\mu_1})(\mathbf{x_i-\mu_1})^T + \sum_{i=1}^{m_k} (\mathbf{x_i-\mu_2})(\mathbf{x_i-\mu_2})^T

类间散度矩阵:
S_b = (\mu_1-\mu_2)(\mu_1-\mu_2)^T

那么目标函数可以重写为
J(\mathbf{w}) = \mathbf{\frac{w^T (\mu_1-\mu_2)(\mu_1-\mu_2)^Tw}{w^T(S_1+S_2)w}}= \mathbf{\frac{w^TS_bw}{w^TS_ww}}

这个形式被称为S_w,S_b的广义瑞利商。令\mathbf{w^TS_ww}=1,上面的求最大值问题等价于:
\mathop{min}_w -w^TS_bw
s.t. \quad w^TS_bw=1

由拉格朗日算子法得到w = S_w^{-1}(\mu_1 -\mu_2)

4. LDA降维与PCA

PCA(主成分分析)也是一种常用的降维方法,目的是最大化投影方差,让数据在主轴上投影的方差最大。
求解方法为:

  • 对样本进行中心化处理
  • 计算样本协方差矩阵
  • 对协方差矩阵进行特征值分解
  • 取最大的前d个特征值对应的特征向量,将n维样本映射到d维。

PCA与LDA相比:

  • 与LDA相比, PCA不涉及分类。可以认为PCA降维是针对同一个类别的样本,而LDA是对多个类别的样本同时降维。
  • PCA转换得到的特征类似于高斯分布
  • PCA转换得到的特征的成分是相互独立的

参考:

周志华-机器学习
百面机器学习
https://github.com/CallmeZhouxiaolun/Machine-Learning-Nodes/blob/main/ch03/ch03%20%E7%BA%BF%E6%80%A7%E6%A8%A1%E5%9E%8B_%E5%AD%A6%E4%B9%A0%E7%AC%94%E8%AE%B0.pdf

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