《算法原理讲解》：EM算法

小鱼儿 2022-02-03 11:57 246阅读 0赞

**目录**

通俗理解极大似然估计

EM算法引例

EM算法公式推导

Jensen不等式

EM算法的流程

### 通俗理解极大似然估计 ###

举个例子：假设有一百个男生，我们抽取五十个人进行身高的统计。  我们根据先验知识知道，身高服从高斯分布 ，但高斯分布的方差和均值不知道。 我们想通过抽取出的五十个人升高估计这两个参数，这就是极大似然估计。

![1359003923_8916.jpg][]

后面累乘的那部分就是：假设已知参数，抽取每个同学的概率。  对于咱们这个问题，就是累乘我们抽取50个学生的概率。在那100多个男生中，我一抽就抽到这50个男生，而不是其他人，那说明在整个男生中，这50个人（的身高）出现的概率最大啊，这个概率就是上面这个似然函数L(θ)。  也就是使L(θ)最大的情况下，求未知的那个参数。

一般求极大似然估计的方法：

1.  写出似然函数；
2.  对似然函数取对数，并整理；  （这里去对数似然只是为了好运算）
3.  求导数，令导数为0，得到似然方程；
4.  解似然方程，得到的参数即为所求；

### EM算法引例 ###

现在有两枚硬币A和B，假定随机抛掷后正面朝上概率分别为PA，PB。为了估计这两个硬币朝上的概率，咱们轮流抛硬币A和B，每一轮都连续抛5次，总共5轮：

<table> 
 <thead> 
  <tr> 
   <th>硬币</th> 
   <th>结果</th> 
   <th>统计</th> 
  </tr> 
 </thead> 
 <tbody> 
  <tr> 
   <td>A</td> 
   <td>正正反正反</td> 
   <td>3正-2反</td> 
  </tr> 
  <tr> 
   <td>B</td> 
   <td>反反正正反</td> 
   <td>2正-3反</td> 
  </tr> 
  <tr> 
   <td>A</td> 
   <td>正反反反反</td> 
   <td>1正-4反</td> 
  </tr> 
  <tr> 
   <td>B</td> 
   <td>正反反正正</td> 
   <td>3正-2反</td> 
  </tr> 
  <tr> 
   <td>A</td> 
   <td>反正正反反</td> 
   <td>2正-3反</td> 
  </tr> 
 </tbody> 
</table>

第一轮用A抛，出现了三正两反，第二轮用B抛，出现了三反两正 ，依次可从上表中观察到。那我们现在算PA和PB就变得非常简单：

PA = （3+1+2）/ 15 = 0.4     \# A总共抛了15次，总共有6次正面，那概率一目了然  
      PB= （2+3）/10 = 0.5      \# B总共抛了15次，总共有5次正面，那概率一目了然

那么问题来了，如果我们不知道抛的硬币是A还是B呢（即硬币种类是隐变量），然后再轮流抛五轮，得到如下结果：

<table> 
 <thead> 
  <tr> 
   <th>硬币</th> 
   <th>结果</th> 
   <th>统计</th> 
  </tr> 
 </thead> 
 <tbody> 
  <tr> 
   <td>不知道</td> 
   <td>正正反正反</td> 
   <td>3正-2反</td> 
  </tr> 
  <tr> 
   <td>不知道</td> 
   <td>反反正正反</td> 
   <td>2正-3反</td> 
  </tr> 
  <tr> 
   <td>不知道</td> 
   <td>正反反反反</td> 
   <td>1正-4反</td> 
  </tr> 
  <tr> 
   <td>不知道</td> 
   <td>正反反正正</td> 
   <td>3正-2反</td> 
  </tr> 
  <tr> 
   <td>不知道</td> 
   <td>反正正反反</td> 
   <td>2正-3反</td> 
  </tr> 
 </tbody> 
</table>

此时的我们，不知道每一次用什么抛的，那PA和PB咋算呢？

显然，此时我们多了一个硬币种类的隐变量，设为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A还是B。

但是，这个变量z不知道，就无法去估计PA和PB，所以，我们必须先估计出z，然后才能进一步估计PA和PB。  
       可要估计z，我们又得知道PA和PB，这样我们才能用极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PA和PB，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PA和PB，如果新的PA和PB和我们初始化的PA和PB一样，请问这说明了什么？这说明我们初始化的PA和PB是一个相当靠谱的估计！

就是说，我们初始化的PA和PB，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PA和PB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PA和PB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。

我们不妨这样，先随便给PA和PB赋一个值，比如：  
      硬币A正面朝上的概率PA = 0.2  
      硬币B正面朝上的概率PB = 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A，得出3正2反的概率为 0.2\*0.2\*0.2\*0.8\*0.8 = 0.00512  
      如果是硬币B，得出3正2反的概率为0.7\*0.7\*0.7\*0.3\*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（标粗表示其概率更大）：

<table style="width:500px;"> 
 <tbody> 
  <tr> 
   <td>轮数&nbsp;&nbsp;</td> 
   <td>&nbsp; &nbsp;&nbsp;若是硬币A</td> 
   <td>若是硬币B</td> 
  </tr> 
  <tr> 
   <td>1</td> 
   <td>0.00512，即0.2 0.2 0.2 0.8 0.8，3正-2反&nbsp;</td> 
   <td>0.03087，3正-2反&nbsp; &nbsp; &nbsp;</td> 
  </tr> 
  <tr> 
   <td>2</td> 
   <td>0.02048，即0.2 0.2 0.8 0.8 0.8，2正-3反</td> 
   <td>0.01323，2正-3反</td> 
  </tr> 
  <tr> 
   <td>3</td> 
   <td>0.08192，即0.2 0.8 0.8 0.8 0.8，1正-4反&nbsp;</td> 
   <td>0.00567，1正-4反</td> 
  </tr> 
  <tr> 
   <td>4</td> 
   <td>0.00512，即0.2 0.2 0.2 0.8 0.8，3正-2反&nbsp;</td> 
   <td>0.03087，3正-2反</td> 
  </tr> 
  <tr> 
   <td>5</td> 
   <td>0.02048，即0.2 0.2 0.8 0.8 0.8，2正-3反</td> 
   <td>0.01323，2正-3反</td> 
  </tr> 
 </tbody> 
</table>

按照最大似然法则（就看这一轮谁投，出现这种将局面的概率大）：  
           第1轮中最有可能的是硬币B  
           第2轮中最有可能的是硬币A  
           第3轮中最有可能的是硬币A  
           第4轮中最有可能的是硬币B  
           第5轮中最有可能的是硬币A

我们就把概率更大，即更可能是A的，即第2轮、第3轮、第5轮出现正的次数2、1、2相加，除以A被抛的总次数15（A抛了三轮，每轮5次），作为z的估计值，B的计算方法类似。然后我们便可以按照最大似然概率法则来估计新的PA和PB。

PA = （2+1+2）/15 = 0.33  
         PB =（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本节开头标示的那样，那么，PA和PB的最大似然估计就是0.4和0.5（下文中将这两个值称为PA和PB的真实值）。那么对比下我们初始化的PA和PB和新估计出的PA和PB：

<table> 
 <tbody> 
  <tr> 
   <td style="width:125px;">初始化的PA</td> 
   <td style="width:129px;">估计出的PA&nbsp;</td> 
   <td style="width:127px;">&nbsp;真实的PA&nbsp;&nbsp;</td> 
   <td style="width:147px;">初始化的PB</td> 
   <td style="width:135px;">估计出的PB&nbsp;&nbsp; &nbsp;</td> 
   <td style="width:111px;">真实的PB</td> 
  </tr> 
  <tr> 
   <td style="width:125px;">0.2</td> 
   <td style="width:129px;">0.33</td> 
   <td style="width:127px;">0.4</td> 
   <td style="width:147px;">0.7</td> 
   <td style="width:135px;">0.6</td> 
   <td style="width:111px;">0.5</td> 
  </tr> 
 </tbody> 
</table>

看到没？我们估计的PA和PB相比于它们的初始值，更接近它们的真实值了！就这样，不断迭代 不断接近真实值，这就是EM算法的奇妙之处。

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

### EM算法公式推导 ###

从分布是p(x|θ)的总体样本中抽取到这50个样本的概率，也就是样本集X中各个样本的联合概率，用下式表示：

![1359003923_8916.jpg][]

假设我们有一个样本集\{x(1),…,x(m)\}，包含m个独立的样本，现在我们想找到每个样本隐含的类别z，能使得p(x,z)最大。p(x,z)的极大似然估计如下：

![20110406161558694.png][]

第一步是对极大似然取对数，第二步是对每个样例的每个可能类别z求联合分布概率和。但是直接求一般比较困难，因为有隐藏变量z存在，但是一般确定了z后，求解就容易了。

对于参数估计，我们本质上还是想获得一个使似然函数最大化的那个参数θ，现在与极大似然不同的只是似然函数式中多了一个未知的变量z，见下式（1）。也就是说我们的目标是找到适合的θ和z，以让L(θ)最大。那我们也许会想，你就是多了一个未知的变量而已啊，我也可以分别对未知的θ和z分别求偏导，再令其等于0，求解出来不也一样吗？

![201104061616069601.png][]

本质上我们是需要最大化（1）式，也就是似然函数，但是可以看到里面有“和的对数”，求导后形式会非常复杂（自己可以想象下log(f1(x)+ f2(x)+ f3(x)+…)复合函数的求导），所以很难求解得到未知参数z和θ。

我们把分子分母同乘以一个相等的函数（即隐变量Z的概率分布Qi(z(i))，其概率之和等于1，即），即得到上图中的（2）式，但（2）式还是有“和的对数”，还是求解不了，咋办呢？接下来，便是见证神奇的时刻，我们通过Jensen不等式可得到（3）式，此时（3）式变成了“对数的和”，如此求导就容易了。我们此时就可以通过找（3）式的最大值来找（2）式的最大值。

从（2）式到（3）式，神奇的地方有两点：

当我们在求（2）式的极大值时，(2)式不太好计算，我们便想（2）式大于某个方便计算的下界（3）式，而我们尽可能让下界（3）式最大化，直到（3）式的计算结果等于（2）式，便也就间接求得了（2）式的极大值；  
Jensen不等式，促进神奇发生的Jensen不等式到底是什么来历呢？

### Jensen不等式 ###

设f是定义域为实数的函数

*       如果对于所有的实数x，f(x)的二次导数![20110406161551524.png][]，那么f是凸函数。
 *       当x是向量时，如果其hessian矩阵H是半正定的（![201104061615528987.png][]），那么f是凸函数。
 *       如果![201104061615537068.png][]或者![20110406161553755.png][]，那么称f是严格凸函数。

** Jensen不等式表述如下：**

如果f是凸函数，X是随机变量，那么：E\[f(X)\]>=f(E\[X\])，通俗的说法是函数的期望大于等于期望的函数。

特别地，如果f是严格凸函数，当且仅当  ![equation_tex_P_5Cleft_28_X_3DEX_5Cright_29_3D1][]，即  是![equation_tex_X][]常量时，上式取等号，即:

![equation_tex_E_5Cleft_5B_f_5Cleft_28_X_5Cright_29_5Cright_5D_3Df_5Cleft_28_EX_5Cright_29][]

如下图所示

![201104061615564400.png][]

图中，实线f是凸函数（因为函数上方的区域是一个凸集），X是随机变量，有0.5的概率是a，有0.5的概率是b（就像抛硬币一样）。X的期望值就是a和b的中值了，可以很明显从看出： ![201104061615576625.png][]

现在我们来看看上式（2）到（3）变化过程：

首先：（2）式中![clip\_image038][clip_image038]就是 ![clip\_image039][clip_image039]的期望。为什么？回想期望公式中的Lazy Statistician规则，如下：

> 设Y是随机变量X的函数![clip\_image041][clip_image041]（g是连续函数），那么
> 
>       （1） X是离散型随机变量，它的分布律为![clip\_image043][clip_image043]，k=1,2,…。若![clip\_image045][clip_image045]绝对收敛，则有
> 
>       ![clip\_image047][clip_image047]
> 
>       （2） X是连续型随机变量，它的概率密度为![clip\_image049][clip_image049]，若![clip\_image051][clip_image051]绝对收敛，则有
> 
>       ![clip\_image053][clip_image053]

这里我们提期望干什么？ 因为jensen不等式就是讨论的期望的函数值，和函数值的期望之间的关系。

又因为f(x)=log x为凹函数，所以这里的jensen不等式变为：![201104061615577530.png][]

对照Jensen不等式，我们就可以将（2）式转换到（3）式 。如下图（期望的函数值大于函数值的期望）

![201104061616179677.png][]

OK，到这里，现在式(3)就容易地求导了，但是式(2)和式(3)是不等号啊，式(2)的最大值不是式(3)的最大值啊，而我们想得到式(2)的最大值，那怎么办呢？

上面的式(2)和式(3)不等式可以写成：似然函数L(θ)>=J(z,Q)，我们可以通过不断的最大化这个下界J，来使得L(θ)不断提高，最终达到L(θ)的最大值。

![1359004484_7944.jpg][]

见上图，我们固定θ，调整Q(z)使下界J(z,Q)上升至与L(θ)在此点θ处相等（绿色曲线到蓝色曲线），然后固定Q(z)，调整θ使下界J(z,Q)达到最大值（θt到θt+1），然后再固定θ，调整Q(z)……直到收敛到似然函数L(θ)的最大值处的θ\*。

###  **EM算法的流程** ###

**   **我们来总结下，期望最大EM算法是一种从不完全数据或有数据丢失的数据集（存在隐含变量）中求解概率模型参数的最大似然估计方法。

换言之，当我们不知道隐变量z的具体取值时（比如是硬币A还是硬币B），也就不好判断硬币A或硬币B正面朝上的概率θ，既然这样，那就

> 1 随机初始化分布参数θ
> 
> 2 然后循环重复直到收敛 \{
> 
>       （E步，求Q函数）对于每一个i，计算根据上一次迭代的模型参数来计算出隐性变量的后验概率（其实就是隐性变量的期望），来作为隐藏变量的现估计值：     
> 
>       （M步，求使Q函数获得极大时的参数取值）将似然函数最大化以获得新的参数值

关于后面的证明就不总结了。

参考博客：

July大神的博客地址[https://blog.csdn.net/v\_JULY\_v/article/details/81708386][https_blog.csdn.net_v_JULY_v_article_details_81708386]

[1359003923_8916.jpg]: https://img-my.csdn.net/uploads/201301/24/1359003923_8916.jpg
[20110406161558694.png]: /images/20220203/8049d53bb93140f99c877457f10fe90d.png
[201104061616069601.png]: /images/20220203/9dd0a657b6094691863b343f967d67f0.png
[20110406161551524.png]: /images/20220203/3e26161db333477ca47952c8655a63da.png
[201104061615528987.png]: /images/20220203/9db6f5c5c84f42f9876e71d3fc313e50.png
[201104061615537068.png]: https://images.cnblogs.com/cnblogs_com/jerrylead/201104/201104061615537068.png
[20110406161553755.png]: /images/20220203/8efd37ec099244339a7d9b0e0505f5f6.png
[equation_tex_P_5Cleft_28_X_3DEX_5Cright_29_3D1]: https://www.zhihu.com/equation?tex=+P%5Cleft%28+X%3DEX+%5Cright%29+%3D1
[equation_tex_X]: https://www.zhihu.com/equation?tex=+X+
[equation_tex_E_5Cleft_5B_f_5Cleft_28_X_5Cright_29_5Cright_5D_3Df_5Cleft_28_EX_5Cright_29]: https://www.zhihu.com/equation?tex=+E%5Cleft%5B+f%5Cleft%28+X+%5Cright%29+%5Cright%5D+%3Df%5Cleft%28+EX+%5Cright%29+
[201104061615564400.png]: /images/20220203/92e4f7edcc164bfc838a0c4225b5a8ac.png
[201104061615576625.png]: /images/20220203/dace18037c2a453ba97c46b66b6df917.png
[clip_image038]: https://images.cnblogs.com/cnblogs_com/jerrylead/201104/201104061616072557.png
[clip_image039]: /images/20220203/1cf7d07b23e74af5b5eb7e5b6e0d153f.png
[clip_image041]: /images/20220203/d674ea3726674cd78a366a0744023c90.png
[clip_image043]: https://images.cnblogs.com/cnblogs_com/jerrylead/201104/201104061616092373.png
[clip_image045]: /images/20220203/f5185521c1de4da681164b1c8cc4fb41.png
[clip_image047]: /images/20220203/02c5b72a94414564ba277408f8d2acaf.png
[clip_image049]: https://images.cnblogs.com/cnblogs_com/jerrylead/201104/201104061616115395.png
[clip_image051]: /images/20220203/d7604703727f42a88b4567b3741d6fdc.png
[clip_image053]: /images/20220203/ae72d1af71bb400ea67a20d02cda632f.png
[201104061615577530.png]: /images/20220203/5a702bdc1d4f438abf15dbd8519c331a.png
[201104061616179677.png]: /images/20220203/a0887813e23b4d3ca550a3d2432c7312.png
[1359004484_7944.jpg]: https://img-my.csdn.net/uploads/201301/24/1359004484_7944.jpg
[https_blog.csdn.net_v_JULY_v_article_details_81708386]: https://blog.csdn.net/v_JULY_v/article/details/81708386