燈管實驗的em演算法 EM演算法

本文試圖用最簡單的例子、最淺顯的方式說明em(expectation maximization)演算法的應用場景和使用方法，而略去公式的推導和收斂性的證明。

maximum likelihood estimation

maximum likelihood estimation(mle)是要選擇乙個最佳引數θ*，使得從訓練集中觀察到和情況出現的概率最大。即模型：

舉例來說明。如下圖

乙個小黑球沿著乙個三角形的木樁滾入杯子a或b中，可建立乙個概率模型，由於是二值的，設服從bernoulli分布，概率密度函式為：

p是k=0的概率，也是我們要使用mle方法要確定的引數。

在上面的滾球實驗中，我們令y是待確定的引數，x是觀察到的結果。連續10次實驗，觀察到的結果是x=(b,b,b,a,b,b,b,b,b,a)。小球進入a杯的概率為p，則滿足10次實驗的聯合概率為：

為了使x發生的概率最大，令上式一階求導函式為0，得p=0.2。

含有隱含變數的彈球實驗

如上圖，現在又多了兩塊三角形木樁，分別標記序號為0，1，2。並且實驗中我們只知道小球最終進入了哪個杯子，中間的路線軌跡無從得知。

x取值於表示小球進入哪個杯子。y取值於表示小球進入杯子前最後一步走的是哪條線路。小球在3個木樁處走右邊側的概率分別是p=(p0,p1,p2)。跟上例中一樣，x表示訓練集觀測到的值，p是模型引數，而這裡的y就是"隱含變數"。

假如我們做了n次實驗，小球經過路徑0,1,2,3的次數依次是n0,n1,n2,n3，則：

帶隱含變數的mle

現在我們來考慮這個概率模型：pr(x,y;θ)。只有x是可觀察的，y和θ都是未知的。

經過一組實驗，我們觀察到x的一組取值x=(x1,x2,...,xl)，則聯合概率為：

mle就是要求出最佳的引數θ*，使得：

這個時候要求θ*，」令一階求函式等於0「的方法已經行不通了，因為有隱含變數y的存在。實現上上式很難找到一種解析求法，不過一種迭代的爬山演算法可求解該問題。

expectation maximization

em是一種迭代演算法，它試圖找到一系列的估計引數θ(0),θ(1),θ(2),....使得訓練資料的marginal likelihood是不斷增加的，即：

演算法剛開始的時候θ(0)賦予隨機的值，每次迭代經歷乙個e-step和乙個m-step，迭代終止條件是θ(i+1)與θ(i)相等或十分相近。

e-step是在θ(i)已知的情況下計算x=x時y=y的後驗概率：

f(x|x)是乙個權值，它表示觀測值x在所有觀察結果x**現的頻率。

m-step：

其中在e-step已經求出來了。這時候可以用「令一階導數等於0」的方法求出θ'。

em演算法收斂性的證明需要用到jensen不等式，這裡略去不講。

舉例計算

就拿上文那個3個木樁的滾球實驗來說，做了n次實驗，滾進3個杯子的次數依次是na,nb,nc。

先給賦予乙個隨機的值。

e-step:

同時我們注意到

其它情況下y的後驗概率都為0。

m-step:

我們只需要計算非0項就可以了

上面的每行第3列和第4列相乘，最後再按行相加，就得到關於θ(i+1)的函式，分別對p0,p1,p2求偏導，令導數為0，可求出p'0,p'1,p'2。

這裡補充乙個求導公式：

我們這個例子非常簡單，計算θ(1)已經是最終的解了，當然你要計算出θ(2)才下此結論。

結束語對於一般的模型，em演算法需要經過若干次迭代才能收斂，因為在m-step依然是採用求導函式的方法，所以它找到的是極值點，即區域性最優解，而非全域性最優解。也正是因為em演算法具有區域性性，所以它找到的最終解跟初始值θ(0)的選取有很大關係。

在求解hmm的學習問題、確立高斯混合模型引數用的都是em演算法。