CS229_4-最小二乘法概率解释

CS229

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最小二乘法的概率解释

为什么在线性回归问题中我们选择最小二乘法定义代价函数$J(\theta)$？本小节将就这一问题进行讨论。

首先，我们假设对于每一个样本实例$(x^{(i)}, y^{(i)})$，特征变量$x$和目标值$y$的关系如下：

$$y^{(i)} = \theta^Tx^{(i)} + \epsilon^{(i)}$$

其中，$\epsilon^{(i)}$表示误差。

让我们进一步假设误差$\epsilon^{(i)}$服从正态分布（也称为高斯分布），即$\epsilon^{(i)} \sim N(0, \sigma^2)$。因此，误差$\epsilon$为独立同分布（Independent and Identical Distribution，IID）。

$$P(\epsilon^{(i)}) = \frac{1}{\sqrt{2\pi}\sigma}exp(-\frac{(\epsilon^{(i)})^2}{2\sigma^2})$$

当给定参数$\theta$和$x$时，目标值$y$也服从正态分布，即$y^{(i)}|x^{(i)};\theta \sim N(\theta^Tx^{(i)}, \sigma^2)$。

$$P(y^{(i)}|x^{(i)};\theta) = \frac{1}{\sqrt{2\pi}\sigma}exp(-\frac{(y^{(i)} - \theta^Tx^{(i)})^2}{2\sigma^2})$$

注：$x^{(i)}$与$\theta$之间为分号，表示$\theta$为已知变量。

又因为似然函数（Likelihood Function）如下：

$$L(\theta) = L(\theta; X, Y) = P(Y|X; \theta)$$

其中，$Y$表示一个长度为训练集大小的向量，$X$表示维度为训练集数*特征变量数的矩阵。

将上述结论带入似然函数可得：

$$\begin{aligned} L(\theta) &= \prod\limits_{i=1}^m p(y^{(i)}|x^{(i)}; \theta) \\ &= \prod\limits_{i=1}^m\frac{1}{\sqrt{2\pi}\sigma}exp(-\frac{(y^{(i)} - \theta^Tx^{(i)})^2}{2\sigma^2}) \end{aligned}$$

为了计算出参数$\theta$，我们采用极大似然估计。为了便于计算，我们可将上式转变为最大化对数似然。

$$\begin{aligned} \ell(\theta) &= logL(\theta) \\ &= log\prod\limits_{i=1}^m \frac{1}{\sqrt{2\pi}\sigma}exp(-\frac{(y^{(i)} - \theta^Tx)^2}{2\sigma^2}) \\ &= \sum\limits_{i=1}^m log\frac{1}{\sqrt{2\pi}\sigma}exp(-\frac{(y^{(i)} - \theta^Tx)^2}{2\sigma^2}) \\ &= m\;log\frac{1}{\sqrt{2\pi}\sigma} - \frac{1}{\sigma^2} \cdot \frac{1}{2} \sum\limits_{i=1}^m(y^{(i)} - \theta^Tx^{(i)})^2 \end{aligned}$$

因此，我们不难发现最大化对数似然，实际上在最小化$\frac{1}{2} \sum\limits_{i=1}^m(y^{(i)} - \theta^Tx^{(i)})^2$。