机器学习算法 09 —— EM算法(马尔科夫算法HMM前置学习，EM用硬币案例进行说明)_em算法应用实例

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系列文章

机器学习算法 01 —— K-近邻算法(数据集划分、归一化、标准化)

机器学习算法 02 —— 线性回归算法(正规方程、梯度下降、模型保存)

机器学习算法 03 —— 逻辑回归算法(精确率和召回率、ROC曲线和AUC指标、过采样和欠采样)

机器学习算法 04 —— 决策树(ID3、C4.5、CART，剪枝，特征提取，回归决策树)

机器学习算法 05 —— 集成学习(Bagging、随机森林、Boosting、AdaBost、GBDT)

机器学习算法 06 —— 聚类算法(k-means、算法优化、特征降维、主成分分析PCA)

机器学习算法 07 —— 朴素贝叶斯算法(拉普拉斯平滑系数、商品评论情感分析案例)

机器学习算法 08 —— 支持向量机SVM算法(核函数、手写数字识别案例)

机器学习算法 09 —— EM算法(马尔科夫算法HMM前置学习，EM用硬币案例进行说明)

机器学习算法 10 —— HMM模型(马尔科夫链、前向后向算法、维特比算法解码、hmmlearn)

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EM算法

学习目标：

• 了解什么是EM算法
• 知道极⼤似然估计
• 知道EM算法实现流程

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1 初识EM算法

EM算法即期望最大化(Exception-Maximum)算法，它是一个基础算法，是很多机器学习领域算法的基础，例如后面要学的马尔科夫算法(HMM)。

EM算法采取一种迭代优化策略，它的计算方法中每一次迭代都分为两步：期望步(E步)、极大步(M步)，所以被称为EM算法。

EM算法受到缺失思想影响，最初是为了解决数据缺失情况下的参数估计问题，其基本思想是：

• 先根据已经给出的观测数据，估计出模型参数的值
• 然后根据参数值估计缺失数据的值，接着根据缺失数据和观测数据再次对模型参数值进行估计
• 之后就反复迭代，直到最后收敛，迭代才结束

 

2 EM算法介绍

想清晰的了解EM算法，我们需要知道⼀个基础知识： 概率论中的”极大似然估计“

 

2.1 最大似然估计

假如我们需要调查学校的男⽣和⼥⽣的身⾼分布 ，我们抽取100个男⽣和100个⼥⽣，将他们按照性别划分为两组。然后，统计抽样得到100个男⽣的身⾼数据和100个⼥⽣的身⾼数据。

如果我们知道他们的身⾼服从正态分布，但是这个分布的均值$\mu$ 和⽅差${\delta }^2$是不知道，这两个参数就是我们需要估计的。

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问题：我们知道样本所服从的概率分布模型和⼀些样本，我们需要求解该模型的参数。

我们已知的条件有两个：样本服从的分布模型、随机抽取的样本。 根据已知条件，通过极⼤似然估计，求出未知参数。

总的来说：最大似然估计就是⽤来估计模型参数的统计学⽅法。

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问题数学化：

• 样本集 X = { x 1 , x 2 , . . . x n } , n = 100 X=\{x_1,x_2,...x_n\}, n=100 X={x1​,x2​,...xn​},n=100

• $P(x_i|\theta )$是抽到第i个男生的概率

• 由于100个样本之间独⽴同分布，所以同时抽到这100个男⽣的概率是它们各⾃概率的乘积，也就是样本集X中各个样本的联合概率，⽤下式表示：
  $$L(\theta )=L(x_1,x_2,...,x_n;\theta )={\Pi }_{i=1}^{n}p(x_i;\theta ),\theta \in \Theta$$

• 这个概率反映了在概率密度函数的参数是$\theta$时，得到X这组样本的概率

• 我们需要找到⼀个参数θ，使得抽到X这组样本的概率最⼤，也就是说需要其对应的似然函数$L(\theta )$最⼤。满⾜条件的$\theta$叫做$\theta$的最⼤似然估计值，记为：
  $$\hat{\theta }=argmaxL(\theta )$$

最大似然函数估计值求解步骤

• 首先写出似然函数：$L(\theta )=L(x_1,x_2,...,x_n;\theta )={\Pi }_{i=1}^{n}p(x_i;\theta ),\theta \in \Theta$

• 接着对似然函数取对数：$l(\theta )=lnL(\theta )=ln{\Pi }_{i=1}^{n}p(x_i;\theta )={\Pi }_{i=1}^{n}lnp(x_i;\theta ),\theta \in \Theta$

• 然后对上式求导，令导数为0，得到似然方程

• 最后，解似然方程

 

2.2 EM算法实例描述

我们⽬前有100个男⽣和100个⼥⽣的身⾼，但是我们不知道这200个数据中哪个是男⽣的身⾼，哪个是⼥⽣的身⾼，即抽取得到的每个样本不知道是从哪个分布中抽取的。

这个时候，对于每个样本，就有两个未知量需要估计：

（1）这个身⾼数据是来⾃于男⽣数据集合还是来⾃于⼥⽣？

（2）男⽣、⼥⽣身⾼数据集的正态分布的参数分别是多少？

具体问题如下图：

对于具体的身⾼问题使⽤EM算法求解步骤如下：

（1）初始化参数：先初始化男⽣身⾼的正态分布的参数：如均值=1.65，⽅差=0.15；

（2）计算分布：计算每⼀个⼈更可能属于男⽣分布或者⼥⽣分布；

（3）重新估计参数：通过分为男⽣的n个⼈来重新估计男⽣身⾼分布的参数（最⼤似然估计），⼥⽣分布也按照相同的⽅式估计出来，更新分布。

（4）这时候两个分布的概率也变了，然后重复步骤（1）⾄（3），直到参数不发⽣变化为⽌。

 

2.3 EM算法流程

输入：

• n个样本观察数据$x=(x_1,x_2,...x_n)$，未观察到的隐含数据$z=(z_1,z_2,...,z_n)$
• 联合分布$p(x,z;\theta )$，条件分布$p(z|x;\theta )$，最大迭代次数$J$

算法步骤：

1）随机初始化模型参数$\theta$的初始值${\theta }_0$

2）从$j=1,2,...J$开始EM算法迭代：

• E步：计算联合分布的条件概率期望：
  $$\begin{gathered} Q_i(z_i)=p(z_i|x_i,{\theta }_j) \\ l(\theta ,{\theta }_j)=\sum _{i=1}^n\sum _{z_i}{Q}_i(z_i)log\frac{P(x_i,z_i;\theta )}{Q_i(z_i)} \end{gathered}$$

• M步：极大化$l(\theta ,{\theta }_j)$得到${\theta }_{j+1}$
  $${\theta }_{j+1}=argmaxl(\theta ,{\theta }_{j+1})$$

• 如果${\theta }_{j+1}$已经收敛，则算法结束，否则继续进行E步和M步进行迭代

• 输出：模型参数$\theta$

3 EM算法实例

3.1 一个简单案例

假设现在有两枚硬币1和2，它们随机抛掷后正⾯朝上的概率分别为P1，P2。为了估计这两个概率，我们做实验，每次取⼀枚硬币，连掷5下，记录下结果，如下：

可以很容易地估计出P1和P2，如下：

• $P1=\frac{3+1+2}{15}=0.4$

• $P2=\frac{2+3}{10}=0.5$

到这⾥，⼀切似乎很美好，下⾯我们加⼤难度。

 

3.2 加入隐变量z后的求解

还是上⾯的问题，现在我们抹去每轮投掷时使⽤的硬币标记，如下：

好了，现在我们的⽬标没变，还是估计P1和P2，要怎么做呢？

显然，此时我们多了⼀个隐变量z，可以把它认为是⼀个5维的向量（z1,z2,z3,z4,z5)，代表每次投掷时所使⽤的硬币，⽐如z1，就代表第⼀轮投掷时使⽤的硬币是1还是2。但是，这个变量z不知道，就⽆法去估计P1和P2，所以，我们必须先估计出z，然后才能进⼀步估计P1和P2。

但要估计z，我们⼜得知道P1和P2，这样我们才能⽤最⼤似然概率法则去估计z，这不是鸡⽣蛋和蛋⽣鸡的问题吗，如何破？

 

答案就是先随机初始化⼀个P1和P2，⽤它来估计z，然后基于z，还是按照最⼤似然概率法则去估计新的P1和P2，如果新的P1和P2和我们初始化的P1和P2⼀样，请问这说明了什么？（此处思考1分钟）

这说明我们初始化的P1和P2是⼀个相当靠谱的估计！

 

就是说，我们初始化的P1和P2，按照最⼤似然概率就可以估计出z，然后基于z，按照最⼤似然概率可以反过来估计出P1和P2，当与我们初始化的P1和P2⼀样时，说明是P1和P2很有可能就是真实的值。这⾥⾯包含了两个交互的最⼤似然估计。

如果新估计出来的P1和P2和我们初始化的值差别很⼤，怎么办呢？就是继续⽤新的P1和P2迭代，直⾄收敛。

这就是下⾯的EM初级版。

 

3.3 EM初级版

我们不妨这样，先随便给P1和P2赋⼀个值，⽐如：

• P1 = 0.2

• P2 = 0.7

然后，我们看看第⼀轮抛掷最可能是哪个硬币。

• 如果是硬币1，得出3正2反的概率为 $0.2\ast 0.2\ast 0.2\ast 0.8\ast 0.8=0.00512$

• 如果是硬币2，得出3正2反的概率为 $0.7\ast 0.7\ast 0.7\ast 0.3\ast 0.3=0.03087$

然后依次求出其他4轮中的相应概率。做成表格如下：

按照最⼤似然法则：

• 第1轮中最有可能的是硬币2

• 第2轮中最有可能的是硬币1

• 第3轮中最有可能的是硬币1

• 第4轮中最有可能的是硬币2

• 第5轮中最有可能的是硬币1

我们就把上⾯的值作为z的估计值。然后按照最⼤似然概率法则来估计新的P1和P2。

• $P1=\frac{2+1+2}{15}=0.33$

• $P2=\frac{3+3}{10}=0.6$

设想我们是全知的神，知道每轮抛掷时的硬币就是如本⽂简单例子中图片的那样，那么，P1和P2的最⼤似然估计就是0.4和0.5（下⽂中将这两个值称为P1和P2的真实值）。那么对⽐下我们初始化的P1和P2和新估计出的P1和P2：

看到没？我们估计的P1和P2相⽐于它们的初始值，更接近它们的真实值了！

可以期待，我们继续按照上⾯的思路，⽤估计出的P1和P2再来估计z，再⽤z来估计新的P1和P2，反复迭代下去，就可以最终得到P1 = 0.4，P2=0.5，此时⽆论怎样迭代，P1和P2的值都会保持0.4和0.5不变，于是乎，我们就找到了P1和P2的最⼤似然估计。

这⾥有两个问题：

1、新估计出的P1和P2⼀定会更接近真实的P1和P2？

答案是：没错，⼀定会更接近真实的P1和P2，数学可以证明，但这超出了本⽂的主题，请参阅其他书籍或⽂章。

2、迭代⼀定会收敛到真实的P1和P2吗？

答案是：不⼀定，取决于P1和P2的初始化值，上⾯我们之所以能收敛到P1和P2，是因为我们幸运地找到了好的初始化值。

 

3.4 EM进阶版

下⾯，我们思考下，上⾯的⽅法还有没有改进的余地？

我们是⽤最⼤似然概率法则估计出的z值，然后再⽤z值按照最⼤似然概率法则估计新的P1和P2。也就是说，我们使⽤了⼀个最可能的z值，⽽不是所有可能的z值。

如果考虑所有可能的z值，对每⼀个z值都估计出⼀个新的P1和P2，将每⼀个z值概率⼤⼩作为权重，将所有新的P1和P2分别加权相加，这样的P1和P2应该会更好⼀些。

所有的z值有多少个呢？

• 显然，有$2^5=32$种，难道需要我们进⾏32次估值吗？

不需要，我们可以⽤期望来简化运算。

利⽤上⾯这个表，我们可以算出每轮抛掷中使⽤硬币1或者使⽤硬币2的概率。

⽐如第1轮，使⽤硬币1的概率是： $\frac{0.00512}{0.00512 + 0.03087}= 0.14 $，使⽤硬币2的概率是$1-0.14=0.86 $

依次可以算出其他4轮的概率，如下：

上表中的右两列表示期望值。看第⼀⾏，0.86表示，从期望的⻆度看，**这轮抛掷使⽤硬币2的概率是0.86。相⽐于前⾯的⽅法，我们按照最⼤似然概率，直接将第1轮估计为⽤的硬币2，此时的我们更加谨慎，我们只说，有0.14的概率是硬币1，有0.86的概率是硬币2，不再是⾮此即彼。**这样我们在估计P1或者P2时，就可以⽤上全部的数据，⽽不是部分的数据，显然这样会更好⼀些。

这⼀步，我们实际上是估计出了z的概率分布，这步被称作E步。

结合下表：

我们按照期望最⼤似然概率的法则来估计新的P1和P2：

以P1估计为例，第1轮的3正2反相当于

• 0.14*3=0.42正

• 0.14*2=0.28反

第二轮的2正3反：

• 0.61*2=1.22正
• 0.61*3=1.83反

依次算出其他四轮，列表如下：

此时，$P1=\frac{4.22}{4.22+7.98}=0.35$

可以看到，改变了z值的估计⽅法后，新估计出的P1要更加接近0.4。原因就是我们使⽤了所有抛掷的数据，⽽不是之前只使⽤了部分的数据。

这步中，我们根据E步中求出的z的概率分布，依据最⼤似然概率法则去估计P1和P2，被称作M步。