常见的机器学习&数据挖掘知识点之Basis

SSE(Sum of Squared Error, 平方误差和)
$S S E = \sum i = 1 n (X i - X ⎯ ⎯ ⎯) 2$
SAE(Sum of Absolute Error, 绝对误差和)
$S A E = \sum i = 1 n | X i - X ⎯ ⎯ ⎯ |$
SRE(Sum of Relative Error, 相对误差和)
$S R E ＝ \sum i = 1 n X i - X ⎯ ⎯ ⎯ X ⎯ ⎯ ⎯$
MSE(Mean Squared Error, 均方误差)
$M S E = \sum n i = 1 ( X i - X ⎯ ⎯ ⎯ ) 2 n$
RMSE(Root Mean Squared Error, 均方根误差)，又称SD(Standard Deviation, 标准差)
$R M S E = \sum n i = 1 ( X i - X ⎯ ⎯ ⎯ ) 2 n ‾ ‾ ‾ ‾ ‾ ‾ ‾ ‾ ‾ ‾ ‾ ‾ ‾ ‾ ‾ \sqrt$
MAE(Mean Absolute Error, 平均绝对误差)
$M A E = \sum n i = 1 | X i - X ⎯ ⎯ ⎯ | n$
RAE(Root Absolute Error, 平均绝对误差平方根)
$R A E = \sum n i = 1 | X i - X ⎯ ⎯ ⎯ | n ‾ ‾ ‾ ‾ ‾ ‾ ‾ ‾ ‾ ‾ ‾ ‾ ‾ ‾ \sqrt$
MRSE(Mean Relative Square Error, 相对平均误差)
$M R S E ＝ \sum n i = 1 X i - X ⎯ ⎯ X ⎯ ⎯ n$
RRSE(Root Relative Squared Error, 相对平方根误差)
$R R S E ＝ \sum n i = 1 X i - X ⎯ ⎯ X ⎯ ⎯ n ‾ ‾ ‾ ‾ ‾ ‾ ‾ ‾ ‾ ‾ ‾  ⎷  $
Expectation(期望)&Variance(方差)
期望是描写叙述一个随机变量的“期望值”。方差反映着随机变量偏离期望的程度，偏离程度越大哦，方差越大。反之则相反。
对于离散随机变量X，其期望为：

$E (X) = \sum i = 1 \infty x i p (x i)$
当中p(x)为随机变量的X的分布率(概率分布).
其方差为：
$D (X) = \sum i = 1 \infty [x i - E (X)] 2 p (x i)$
对于连续变量X，其期望为：
$E (X) = \int + \infty - \infty x f (x) d x$
当中f(x)为随机变量的X的概率密度分布.
其方差为：
$D (X) = \int + \infty - \infty [x - E (X)] 2 f (x) d x$
对于Y＝g(X)(g是连续函数)，则Y的期望为：
X是离散随机变量：
$E (Y) = E (g (x)) = \sum i = 1 \infty g (x i) p (x i)$
X是连续随机变量：
$E (Y) = E (g (x)) = \int + \infty - \infty g (x i) f (x) d x$
常见分布的期望与方差：

分布/数字特征	期望	方差
两点分布	q	pq
二项分布	np	npq
泊松分布	λ	λ
均匀分布	a+b2	112(b−a)2
指数分布	1λ	1λ2
正态分布	μ	σ2

标准差：
标准差为方差的平方根。即：
$V (X) = D (X) ‾ ‾ ‾ ‾ ‾ \sqrt$
JP(Joint Probability, 联合概率)
- 二维离散随机变量X, Y
  - 联合概率分布(分布率)
    $P (x, y) = P {X = x i, Y = y i} = p i j$
    $p i j \geq 0$
    $\sum i j p i j = \sum i \sum j p i j = 1$
  - 联合分布函数
    $F (x, y) = P {X \leq x, Y \leq y} = \sum x \sum y P (x, y)$
- 二维连续随机变量X, Y
  - 联合概率密度
    $f (x, y)$
  - 联合分布函数
    $F (x, y) = \int x - \infty \int y - \infty f (u, v) d u d v$
    $f (x, y) \geq 0$
    $\int + \infty - \infty \int + \infty - \infty f (x, y) d x d y = F (+ \infty, + \infty) = 1$
MP(Marginal Probability, 边缘概率)
- 二维离散随机变量
  - X的边缘分布率
    $p i . = P {X = x i} = \sum j = 1 \infty p i j, j = 1, 2, 3, . . .$
  - Y的边缘分布率
    $p . j = P {Y = y i} = \sum i = 1 \infty p i j, i = 1, 2, 3, . . .$
  - X的边缘分布函数
    $F X (x) = F (x, + \infty) = P {X \leq x} = P {X \leq x, Y \leq + \infty}$
  - Y的边缘分布函数
    $F Y (y) = F (+ \infty, y) = P {Y \leq y} = P {X \leq + \infty, Y \leq y}$
- 二维连续随机变量
  - X的边缘分布率
    $f X (x) = \int + \infty - \infty f (x, y) d y$
  - Y的边缘分布率
    $f Y (y) = \int + \infty - \infty f (x, y) d x$
  - X的边缘分布函数
    $F X (x) = F (x, + \infty) = \int x - \infty [\int + \infty - \infty f (u, y) d y] d u$
  - Y的边缘分布函数
    $F Y (y) = F (y, + \infty) = \int y - \infty [\int + \infty - \infty f (x, v) d x] d v$
Independence(独立性)
若对一切x, y。都有：
$P {X \leq x, Y \leq y} = P {X \leq x} P {Y \leq y}$
即：
$F (x, y) = F X (x) F Y (y)$
则随机变量X, Y是互相独立的.
对于离散随机变量。等价于：
$P {X = x i, Y = y j} = P {X = x i} P {Y = y j}, i, j = 1, 2, . . .$
对于连续随机变量，等价于：
$f (x, y) = f x (x) f y (y)$
CP(Conditional Probability, 条件概率)
对于离散随机变量。定义为:
若P{Y=yj}>0：
$P {X = x i | Y = y j} = P { X = x i , Y = y j } P { Y = y j } = p i j p . j, i = 1, 2, . . .$
而 $P {Y = y j} = p . j = \sum i = 1 \infty p i j$
因此：
$P {X = x i | Y = y j} = P { X = x i , Y = y j } P { Y = y j } = p i j \sum \infty i = 1 p i j, i = 1, 2, . . .$
上式即为在Y=yj条件下X的条件分布律.
同理：
$P {Y = y j | X = x i} = P { X = x i , Y = y j } P { X = x i } = p i j \sum \infty j = 1 p i j, j = 1, 2, . . .$
上式即为在X=xi条件下Y的条件分布律.
对于连续随机变量，定义为:
$F X | Y (x | y) = P {X \leq x | Y = y} = \int x - \infty f ( x , y ) d x f Y ( y )$
$F Y | X (y | x) = P {Y \leq y | X = x} = \int y - \infty f ( x , y ) d y f X ( x )$
条件概率密度分别为：
$f X | Y (x | y) = f ( x , y ) f Y ( y )$
$f Y | X (y | x) = f ( x , y ) f X ( x )$
Bayesian Formula(贝叶斯公式)
使用已知知识来对先验概率进行修正。得到后验概率。即得到条件概率：
$P (B i | | A) = P ( B i ) P ( A | B i ) \sum n i = 1 P ( B i ) P ( A | B i )$
P(Bi||A)为后验概率。P(Bi|)为先验概率.
CC(Correlation Coefficient, 相关系数)
对于(X,Y)为二维随机变量。若E{[X−E(X)][Y−E(Y)]}存在。则称它为随机变量X与Y的协方差。记为cov(X,Y)或σXY。即：
$c o v (X, Y)) = E {[X - E (X)] [Y - E (Y)]}$
当D(X)>0,D(Y)>0时，
$ρ X Y = c o v ( X , Y ) D ( X ) ‾ ‾ ‾ ‾ ‾ \sqrt D ( Y ) ‾ ‾ ‾ ‾ ‾ \sqrt$
称为随机变量X,Y的相关系数或标准协方差.
特别地。
$c o v (X, X) = D (X)$
$c o v (Y, Y) = D (Y)$
因此方差是协方差的特例.
若X,Y相互独立。则cov(X,Y)=0。从而ρXY=0. 同一时候|ρXY|≤1. 若|ρXY|＝1，则随机变量X,Y线性相关. +1代表正线性相关，−1代表负线性相关。绝对值越大则表明它们之间越相关。若为0。则表示它们互相独立.
Covariance(协方差矩阵)
若X是由随机变量组成的n列向量，E(Xi)=μi，那么协方差矩阵定义例如以下：
$Σ = ⎡ ⎣ ⎢ ⎢ E {[X 1 - E (X 1)] [X 1 - E (X 1)]} . . . E {[X n - E (X n)] [X 1 - E (X 1)]} . . . . . . . . . E {[X 1 - E (X 1)] [X n - E (X n)]} . . . E {[X n - E (X n)] [X n - E (X n)]} ⎤ ⎦ ⎥ ⎥ = ⎡ ⎣ ⎢ ⎢ ⎢ E {[X 1 - μ 1] [X 1 - μ 1]} . . E {[X n - μ n] [X 1 - μ 1]} . . . . . . . . . E {[X 1 - μ 1] [X n - μ n]} . . . E {[X n - μ n] [X n - μ n]} ⎤ ⎦ ⎥ ⎥ ⎥$
Quantile (分位数)
对随机变量X，其分布函数为F(x)，随意给定α,0<α<1，P(X<=x)=F(x)=α所相应的x，为α分位数.

LMS(Least Mean Squared, 最小均方)
优化的目标为使得均方误差最小，參数即为最小时所相应的參数值。即:
$θ = a r g m i n θ 1 2 \sum n i = 1 ( X i - X ⎯ ⎯ ⎯ ) 2 n = a r g m i n θ 1 2 \sum i = 1 n (X i - X ⎯ ⎯ ⎯) 2$
公式中的12为了在求导过程中的方便，由于平方项在求导过程中会产生一个2倍，这样便能约掉常数项，目标函数乘以一个常数对结果是没有影响的，仅仅是目标值缩小了一半。可是其所相应的參数还是不变的。
能够使用梯度下降法来进行求解。
LSM(Least Square Methods, 最小二乘法)
在最小二乘法中使用最小均方来对參数进行求解。对于样本点集(X,Y)={(X1,y1),...,(Xn,yn)}。当中每一个样本特征向量为Xi={xi1,...,xim}，n为样本个数，m为样本点的维度，那么其线性回归方程：
$f (X i) = w 0 + w 1 x i 1 + w 2 x i 2 + . . . + w m x i m = W T [1, X i T] T, i \in [1, n]$
那么。优化目标为：
$m i n F = m i n 1 2 \sum i = 1 n (f (X i) - y i) 2$
为了书写方便。将常数1作为每一个样本特征向量的第1个分量，即Xi={1,xi1,...,xim}，那么线性回归方程变为：
$f (X i) = W T X i, i \in [1, n]$
那么优化目标为：
$m i n F = m i n 1 2 \sum i = 1 n (W T X i - y i) 2$
GD(Gradient Descent, 梯度下降)
对于最小二乘法中的F最小化求解使用梯度下降算法进行求解（假设是求解最大值，则使用梯度上升算法），梯度下降算法即为从某个初始点出发，依照梯度下降的方向，每次前进一步，直到最小值点，因此须要一个步长α。
1. 首先求取梯度
  $\nabla w J (w) = \sum i = 1 n (W T X i - y i) X i = X T (X W T - y \to)$
  那么前进方向为g=−∇wJ(w)。即梯度的反方向, 假设是梯度上升算法，那么就是梯度方向，则不须要在前面加上负号.
2. 然后依照梯度方向进行前进
  $W : = W + α g$
  当中α>0，它是一个步长。对于α详细取多大的值，一般依照经验进行取，能够从10, 1,0.1,0.01,0.001不断进行尝试而取一个合理的值。而能够刚開始取一个较大值。后面越来越小，这样刚開始步子就大一点，到逐渐接近最长处的时候，放慢脚步。假设这时候过大，就会造成一直在最长处附近震荡。
3. 最后。依照步骤2进行迭代更新W，直到目标函数值不再变化，或者变化的范围小于事先设定的阈值。
  所以。梯度下降算法的一个缺点就是须要确定α的值，可是该值并不好确定。须要不断进行尝试和依靠经验。
SGD(Stochastic Gradient Descent, 随机梯度下降)
在梯度下降法中，參数的每一次更新都要使用训练集中的所有的样本(批量梯度下降算法)，这样速度便相对较慢。于是每次更新时随机选择一个样本进行更新參数，这样便能提高计算速度，但每次更新的方向并不一定朝着全局最优化方向.
正规方程求解方法
该方法利用极值点的偏导数为0，即令：
$\nabla W J (W) = X T X W T - X T y \to = 0$
得到正规方程：
$X T X W = X T y \to$
求解W：
$W = (X T X) - 1 X T y \to$
该方法的时间复杂度为O(n3)，由于须要对矩阵求逆运算。当中n为(XTX)−1的特征数量。假设n值非常大。那么求解速度将会非常慢。对此，Andrew Ng的经验建议是：假设n>10000。那么使用梯度下降算法进行求解。
同一时候。假设(XTX)是神秘矩阵，即含有0特征值，那么其便不可逆，一个解决方法便是L2正则。后面将会讲到。
MLE(Maximum Likelihood Estimation, 极大似然预计)
在我们已经知道到随机变量的一系列观察值，即试验结果已知(样本)。而须要求得满足该样本分布的參数θ，于是我们须要採取某种方法对θ进行预计。在最大似然预计中。我们假定观察的样本是该样本分布下中最大可能出现的。把最大可能性所相应的參数θ对真实的θ∗进行參数预计。
- 对于离散随机变量
  设整体X是离散随机变量。其概率分布P(x;θ)(注意：与P(x,θ)的差别。前者中θ是一个常数，仅仅是值暂时不知道。也就是它是一个确定值，而后者中θ是一个随机变量)，当中θ是未知參数. 设X1,X2,...,Xn分别都是取自整体X的样本。我们通过试验观察到各样本的取值各自是x1,x2,...,xn。则该事件发生的概率，即它们的联合概率为：
  $P (X 1 = x 1, X 2 = x 2, . . ., X n = x n)$
  假设它们独立同分布，那么联合概率为：
  $P (X 1 = x 1, X 2 = x 2, . . ., X n = x n) = \prod i = 1 n P (x i; θ)$
  由于xi,i∈{1,2,...,n}都是已知的确定的值，那么上式的值取决于θ，从直观上来说，一件已经发生的事件，那么该事件发生概率应该较大。我们假设该事件的发生概率是最大的。即x1,x2,...,xn的出现具有最大的概率，在这种假设下去求取θ值.
  定义似然函数为：
  $ℓ (θ) = ℓ (x 1, x 2, . . ., x n; θ) = \prod i = 1 n P (x i; θ)$
  它是关于θ的函数.
  极大似然预计法就是在參数θ的取值范围Θ内选取一个使得ℓ(θ)达到最大值所相应的參数θ̂ ，用来作为θ的真实值θ∗的预计值，即：
  θ=argmaxθ∈Θℓ(x1,x2,...,xn;θ)
  这样，对求解整体X的參数θ极大似然预计问题转化为求似然函数ℓ(θ)的最大值为题，那么求去最大值问题能够使用导函数进行求解.
  为了便于求解。对似然函数进行ln运算，由于ln为递增函数，那么ln(ℓ(θ))与ℓ(θ)在同一处取得最大值，于是,
  $l n ℓ (θ) = l n \prod i = 1 n P (x i; θ) = \sum i = 1 n l n P (x i; θ)$
  对上式进行求导操作，并令导函数为0:
  $d l n ℓ ( θ ) d θ = 0$
  解该方程，得到θ作为真实值的预计.
- 对于连续离散随机变量：
  设整体X是连续随机变量。其概率密度函数为f(x;θ)。对样本X1,X2,...,Xn观察得到的样本值分别为x1,x2,...,xn，那么联合密度函数为：
  $\prod i = 1 n f (x i; θ)$
  则。似然函数为：
  $ℓ (θ) = \prod i = 1 n f (x i; θ)$
  同理，依照先前的处理与求解方式，即极大似然预计法。求取theta值.
  前面所说的使用已知知识对先验概率进行矫正，得到后验概率，便能够用到似然函数，即后验概率＝先验概率＊似然函数.
- 极大似然预计步骤：
  1. 由整体分布导出样本的联合概率函数(或联合密度)；
  2. 把样本联合概率函数(或联合密度)中自变量看成为已知数。而參数θ作为自变量未知数。得到似然函数ℓ(θ)；
  3. 将似然函数转化为对数似然函数，然后求取对数似然函数的最大值，一般使用求导方法。
  4. 最后得到最大值表达式，用样本值代入得到參数的极大似然预计值.
QP(Quadratic Programming, 二次规划)
我们经经常使用到线性规划去求解一部分问题，然后非常多问题是非线性的。而二次规划是最简单的非线性规划，简称QP问题。何为二次规划，即其目标函数是二次函数，而约束条件是线性约束的最优化问题. 用数学语言描写叙述，其标准形式为：

minf(x)=12xTGx+gTx

s.t.aTix=bi,i∈EaTjx≥bj,j∈I

当中，G是n×n的对称矩阵(Hessian矩阵)。E,I分别相应等式约束和不等式约束指标集合，g,x,{ai|i∈E},{aj|j∈I}都是n维列向量
- 若G正半定，那么QP问题存在全局最优解(凸二次规划)。
- 若G正定，那么QP问题存在唯一的全局最优价(凸二次规划)；
- 若G不定，那么可能存在非全局的最优解；
  凸二次规划即二次规划目标函为维凸函数.
L1 /L2 Regularization(L1/L2正则)
我们在做数据挖掘或机器学些的时候。在训练数据不够时。或者出现过度训练时，往往easy过拟合，即训练时效果特别好，而測试时或者在新数据来暂时，模型效果较差，即为模型的泛化能力比較差。随着训练过程不断进行。该模型在training data上的error渐渐减小，可是在验证集上的error却反而渐渐增大——由于训练出来的网络过拟合了训练集，对训练集外的数据(測试数据或者新数据)却不work。例如以下图所看到的：
避免过拟合的方法有非常多：early stopping, 数据集扩增(Data augmentation), 正则化(Regularization),Dropout等.
- L1
  L1正则是一个稀疏规则算子，其是在代价函数(优化目标函数)后面加上參数w绝对值和乘以λn，目标函数即为：
  $F = F 0 + λ n \sum w | w |$
  当中F0为原目标函数。那么新目标函数的导数为：
  $\partial F \partial w = \partial F 0 \partial w + λ n s g n (w)$
  上式中sgn(w)是w的符号函数，α>0是更新步长，它是一个常数，λ>0是正则项数，它是一个常数，那么參数w的梯度下降算法更新方程为：
  $w : = w - α \partial F 0 \partial w - α λ n s g n (w)$
  上面的更新方程比原来的多了αλnsgn(w)这一项. 当w为正时，更新后w变小，为负时则相反。即将w往0值靠，这样对于那些接近0值的參数，那么就可能为0。这样非常多w就会趋近于0。这样便起到了稀疏作用，也就是为何叫做”稀疏规则算子”了，这样相当于减少了模型的复杂度。提高模型泛化能力。防止过拟合.
  不论什么正则化算子，假设它在等于0处不可微。而且能够分解为一个“求和”的形式，那么这个正则化算子就能够实现稀疏. 也就是这么说，w的L1范数正则是绝对值，而|w|在w=0处是不可微. 事实上L0范数正则(L0范数是指向量中非0的元素的个数)。也能够达到稀疏目的，可是现实中为什么不用L0正则呢。由于L0范数正则的优化是一个NP难问题，所以L1范数正则具有更好的优化特性.
  在w的更新式子中，当w为0时，|w|是不可导的，所以须要依照原始的未经正则化的方法去更新w，即为了方便我们定义sgn(0)=0，这样便统一了所有情况.
  L1正则的稀疏性特性可能用来进行特征选择，仅仅选择那些重要的，区分能力强的特征，而去掉那些不重要的，区分能力不强的特征. 尽管假设加上这些特征，可能会使得在模型训练时效果更好，可是可能会造成过拟合，从而模型的泛化能力不强.
  在线性回归中使用L1正则的叫做LASSO(Least Absolute Shrinkage and Selectionator Operator L1正则最小二乘回归).
- L2
  L2范数正则化是在代价函数(优化目标函数)后面加上平方和正则项，即：
  $F = F 0 + λ 2 n \sum w w 2$
  注意：常数项的w是不带入正则项中的。为了便于区分。将其用b表示.
  当中F0为原始目标函数。在正则项前面乘以12是为了在求导过程中方便，由于平方项在求导过程中会产生一个2倍。这样便能约掉常数项. 那么新目标函数的导数为：
  $\partial F \partial w = \partial F 0 \partial w + λ n w \partial F \partial b = \partial F 0 \partial b$
  这样參数的更新方程为:
  $w : = w - α \partial F 0 \partial w - α λ n w = (1 - α λ n) w - α \partial F 0 \partial w b : = b - α \partial F 0 \partial b$
  当中。α>0是更新步长。它是一个常数，λ>0是正则项数，它是一个常数
  从w更新方程中能够看出，在不使用L2正则项时。求导结果中的w前的系数为1，而如今前面的系数为(1−αλn)，由于α,λ,n都是正数。因此前面的系数小于0，它的效果就是减小w，这就是为何L2正则又被称为“权值衰减”(weight decay).
  通过L2正则来减少模型的复杂度，提高模型的泛化能力，防止过拟合，而且L2正则本书是一个凸二次函数，这样便有利于优化.
  在前面所说的正规方程中，若XTX不可逆，则无法进行求解，那么假设加上L2正则项。就变成：
  $W = (X T X + λ I) - 1 X T y \to$
  这样(XTX+λI)肯定是可逆的.
  最后通过一张图直观上来差别L1与L2正则，如图:
  
  $F r o m P R M L$
  上图中使用的模型是线性回归，该模型中有两个特征。要优化的參数各自是w1和w2，左图的正则化是L2，右图是L1. 蓝色线就是优化过程中遇到的等高线，一圈代表一个目标函数值，圆心就是样本观測值(假设一个样本)，半径就是误差值。受限条件就是红色边界(就是正则化那部分)，二者相交处。才是最优參数. 可见右边的最优參数仅仅可能在坐标轴上，所以就会出现0权重參数，使得模型稀疏.
  从还有一个角度上来看，正则化事实上就是对模型的參数设定一个先验，这是贝叶斯学派的观点，也是一种理解。
  L1正则是Laplace先验，L2是高斯先验.
- L2.5
  该正则化集合了L1与L2正则，具有它们两者的长处.
Eigenvalue(特征值)&Eigenvector(特征向量)
设A是n阶矩阵。假设数lambda和n维非零列向量α。使得：
$A α = λ α$
成立。则称这种数λ为方阵A的特征值，非零列向量α称为A相应于特征值λ的特征向量.
特征向量α≠0，特征值λ都是对方阵来说的。
n阶方阵A的特征值即为使得
齐次线性方程组(λI−A)x=0有非零解的λ值。即满足方程|λI−A|=0的λ都是矩阵A的特征值.
特征值积等于方阵的行列式值。即： $\prod i = 1 n λ i = | A |$
若特征值λi互不相等，那么它们所相应的特征向量αi线性不相关.
若方阵的行列式值为0，即为神秘方阵，也即其含有为0的特征值。那么该方阵不可逆.

posted @ 2017-07-26 10:18 jzdwajue 阅读(327) 评论(0) 编辑收藏举报

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