3.1 基本形式
例如若在西瓜 问题中学得"/好瓜⑺- 0.2 • n色泽+ 0.5 •/根蒂+ 0.3 •力敲声+ 1"，则意味着可 通过综合考虑色泽、根蒂和敲声来判断瓜好不好，其中根蒂最要紧，而敲声比 色泽更重要.
本章介绍几种经典的线性模型.我们先从回归任务开始，然后讨论二分类和多分类任务.
3.2 线性回归
一元线性回归
我们先考虑一种最简单的情形：输入属性的数目只有一个
（大致有两大类方法，有一类特别擅长处理离散的东西，有一大类特别擅长处理连续的东西，如果用离散的东西去处理这种连续信号，那要先把连续信号做离散化；反之，要先把离散值连续化。而这两个过程，到现在也没有一个完美的解决方案）
（以下使用逗号表示行向量(x1, x2)，用分号表示列向量(x1;x2)）
线性模型擅长的是处理数值属性，而
对离散属性 ,若属性值间存在"序"（order）关系 ，可通过连续化 将其转化为连续值，例如三值属性"高度" 的取值"高" "中" "低"可转化为｛1.0,0.5,0.0｝; 若属性值间不存在序关系 ，假定有k 个属性值，则通常转化为k 维向量,例如属性"瓜类"的取值"西 瓜" "南瓜" "黄瓜"可转化为(0,0,1), (0,1,0),(1,0,0).若将无序属性连续化,则会不恰当地引入序关系,对后续处理如距离计算等造成误导
如何确定w和b 呢？显然，关键在于如何衡量于f(x)与y 之间的差别 （垂直的差别，而不是点到直线的距离）.2.3节 介绍过,均方误差 / 平方损失 是回归任务 中最常用的性能度量，因此我们可试图让均方误差最小化，即
均方误差 有非常好的几何意义，它对应了常用的欧几里得距离或简称"欧 氏距离"(Euclidean distance).基于均方误差最小化 来进行模型求解的方法称 为"最小二乘法"(least square m e t h o d ) .在线性回归中，最小二乘法 就是试图 找到一条直线 ，使所有样本到直线上的欧氏距离之和最小.
求解w和b 使E(w,b)最小化的过程，称为线性回归模型的最小二乘"参数估计"
这里E(w ,b)是关于w和 b的凸函数，当它关于w和 b 的导数均为零时，得到w 和b 的最优解.
对实数集上的函数，可 通过求二阶导数来判别: 若二阶导数在区间上非负, 则称为凸函数；若二阶导 数在区间上恒大于0 ,则称 为严格凸函数.
然后令式(3.5)和(3.6)为零可得到w 和b最优解的闭式(closed-form)解
a.极大似然估计
正态分布（Normal distribution）又名高斯分布（Gaussian distribution）
若随机变量X服从一个数学期望为μ、标准方差为σ^2的高斯分布，记为： X ∼ N ( μ , σ 2 ) X∼N(μ,σ^2) X∼N(μ,σ2),则其概率密度函数为
正态分布的期望值μ决定了其位置，其标准差σ决定了分布的幅度。因其曲线呈钟形，因此人们又经常称之为钟形曲线。我们通常所说的标准正态分布是μ = 0,σ = 1的正态分布（见右图中绿色曲线）。
因为概率密度函数给出了相应值的概率，我们就可以按照分布对数据进行采样，每一个数据点的采样互不影响，而且都是从同一个分布中采样而来的，这样的采样结果我们称之为 独立同分布 的数据，而独立同分布是大部分算法模型的重要假设
想由一组数据得到是哪个高斯分布？高斯分布的定义域是从负无穷到正无穷，因此任何一个都可能采样出这组数据，因此真正想知道的是哪个高斯分布能让这组数据出现的概率最大
每一个数据被采样的概率都可以写成一个条件概率的形式N(1.88|μ,σ^2)，表示从mu和sigma的高斯分布中被采样的可能性大小。由于它们是同分布的，因此每一个条件概率中的参数mu和sigma都是一样的
同时又由于它们是相互独立的，所以同时出现的概率（也就是联合概率）体现为概率的连乘
由于我们的任务是找到一个高斯分布让这组数据出现的概率最大，所以要将联合概率取最大值，对应最大值的参数mu和sigma就是我们要找的这个高斯分布，这就是 极大似然估计 的基本思想（似然 即 参数估计的可能性）
在极大似然估计的函数中，联合概率的计算需要连乘来实现，但可以看到x*x的结果总是在y=x下方，所以大量的小于1的概率连乘结果会是一个非常小的数字，在实际使用中数字太小很可能直接下溢到0无法计算，所以要想办法把连乘消灭掉，通常的做法是将联合概率取对数，将内部的乘法转变为外部的加法，而加法不会让概率越来越小，对数操作也不会影响到求取最大值，因为它是单调递增的函数，所以极大似然估计往往是求取对数似然的最大值
将目标值y看作从一个高斯分布中采样而来的数据
将目标值y看作从一个高斯分布中采样而来的数据，在给定x的情况下，y是不确定的，现在的数据只不过是其中的一种采样结果，这相当于增加了一个均值为0的噪声项，目标值y对于x的分布就是一个均值为wx，方差为sigma的高斯分布
假设所有数据都遵循同一个条件分布，且数据点相互独立，就可以进行极大似然估计。我们将高斯分布概率密度函数代入，最终得到一大坨，其中sigma是噪声的参数，与模型无关，可以从求最大值的过程中剔除，最后的结果就是我们重新得到了最小二乘估计
看似不需要证明的最小二乘估计，其实只是极大似然估计在高斯分布下的一种特殊形式
极大似然估计的用途就是估计概率分布的参数值，通常我们对一个随机变量进行建模的话，我们通常只会1.确定一下它属于哪个分布 ，例如正态分布，但是正态分布中有两个关键参数，由这两个参数可以2.确定唯一的一个正态分布
为什么只要是误差就会服从均值为0的正态分布？首先从直觉上讲，误差一般都是0左右浮动；从中心极限定理来说，如果一个随机变量是由很多个独立的随机变量之和，那么这个随机变量就服从正态分布
b.求解w和b
上述知识铺垫结束，以下回归正题：
对于凸函数来说，全局解就是最小值点，因此充分必要条件就是一阶导为0
如果要想用Python 来实现上式的话，上式中的求和运算只能用循环来实现。但是如果能将上式向量化， 也就是转换成矩阵（即向量）运算的话，我们就可以利用诸如NumPy这种专门加速矩阵运算的类库来进行编写。下面我们就尝试将上式进行向量化。
多元线性回归
更一般的情形是如本节开头的数据集。，样本由d 个属性描述.此时我们
试图学得
这称为"多元线性回归"(multivariate linear regression).
a.由最小二乘法导出损失函数Ew-hat
然后它就能写成这样一个很简洁的 两个向量内积 的形式
写成这样的形式后，就可以套最小二乘法了
把求和运算进行进一步的向量化，便于用numpy那种矩阵加速
因为两个向量相乘是一个数，所以它整体的转置相当于是对一个数做一个转置，是不变的（这样转化是为了敲代码方便，一般数据集用的data frame都是反过来摆的）
b.求解w-hat
未知数w-hat是d+1维的向量
三项都是标量对向量求导，属于矩阵微分的内容，就是上节课的梯度，标量对向量求导
若X^TX满秩或正定，则以上解
若X^TX不满秩，则可解出多个w-hat，此时不能硬去解它，而是加入额外的限制。此时需求助于归纳偏好 ，或引入 正则化 regularization
然而,现实任务中X T X 往往不是满秩矩阵.例如在许多任务中我们会遇到 大量的变量，其数目甚至超过样例数，导致X 的列数多于行数，X T X 显然不满 秩.此时可解出多个w-hat它们都能使均方误差最小化.选择哪一个解作为输出, 将由学习算法的归纳偏好决定，常见的做法是引入正则化(regularization)项.
例如，生物信息学的基因芯片数据中常有成千上万个属性，但往往只有几十、上百个样例.回忆一下：解线性方程组时，若因变量过多，则会解出多组解.
线性模型的变化：
现在可以用求解线性的方式来得到一个非线性的方案
可否令模型预测值逼近g 的衍生物呢？譬如说，假设我们认为示例所对应的输 出标记是在指数尺度上变化，那就可将输出标记的对数作为线性模型逼近的目 标 ，即
式(3.14)在形式上仍是线性回归，但实质上已是在求取输入空间到输出空间的非线性函数映射
广义线性模型：
更一般地，考虑单调可微函数g (・)，令
显然，对数线性回归是广义线性模型在 g(-) = In(-)时的特例.
3.3 对数几率回归
算法原理
对数几率回归，也被称为 逻辑回归
机器学习中只有两大类算法，回归和分类。
虽然名字中带有回归，但其本质上是一个分类算法
在线性模型的基础上套一个映射函数来实现分类功能
单位阶跃函数不连续，因此不能直接用作式(3.15)中 的g---( • ) .于是我们希望找到能在一定程度上近似单位阶跃函数的"替 代函数"(surrogate function), 并希望它单调可微.对数几率函数 (logistic function)正是这样一个常用的替代函数：
从图3.2可看出，对数几率函数是一种"Sigmoid函数"它将z 值转化为一个 接近0 或1 的g 值,并且其输出值在z = 0 附近变化很陡.将对数几率函数作为 9一(•)代入式(3.15),得到
损失函数的极大似然估计推导
注意由于是离散型变量，所以是概率质量函数
损失函数的信息论推导
由于均方损失非凸，对数几率回归不能通过令偏导为0求解，即对数几率回归是没有闭式解的，即无法像线性回归那样求解出w=，而是一般用这些近似求解的方式，梯度下降，牛顿法
3.4 线性判别分析
用线性模型做"分类"有2种基本思路，刚才的是先用线性模型做线性回归，然后找一个联系函数，把我们要做的分类结果和回归结果联系起来，比如刚才的对率回归
那我们可以直接做分类吗？
线性判别分析 （Linear Discriminant Analysis,简称LDA ）是一种经典的线性学习方法，在二分类问题 上因为最早由［Fisher, 1936］提出，亦称"Fisher判别分析".
算法原理（模型）
LDA的思想非常朴素：给定训练样例集，设法将样例投影到一条直线上,
使得同类样例的投影点尽可能接近、异类样例的投影点尽可能远离；在对新样本进行分类时，将其投影到同样的这条直线上，再根据投影点的位置来确定新样本的类别
本质上可以认为是一种降维的做法，而这个降维是要考虑类别标记的，因此是一种监督降维
反正我们看的是在w上的投影，因此w的大小不重要，只需要关注w的方向
通常我们在讲优化时，都最小化，因为我们是基于凸函数来讨论的
损失函数推导（策略）
二范数就是求向量的模长：
这里补上w的模长的好处：这样就可以直接转换成内积的这样一种很简便的形式，一个整体就可以换成一个向量内积的形式
w转置乘mu0就是mu0在w这个方向上的投影长度，不严谨说法
严格来说这不是方差，因为方差的话前面少了系数1/m0
w转置乘mu0就是它们的中心在w上的投影长度
拿x的样本减去中心，都是数，两个相乘，就相当于(x-x拔)^2，加上前面的求和，这就是方差的公式
二范数的平方其实就是相当于求一个向量的内积
w是向量，向量没有除法不能乱约掉
拉格朗日乘子法
求解w（算法）
由于Sb是对称矩阵，所以Sb转置等于Sb；Sw也是如此
广义特征值和广义瑞利商
线性判别分析的多类推广
可以将L D A推广到多分类任务中...假定存在N 个类，且第i 类示例数为 m_i。我们先定义"全局散度矩阵"：
其中全局散度矩阵中u是所有数据的均值向量
3.5 多分类学习
若不用LDA，比如回归，就两类分类，包括知识向量机也只有两类分类
也就是说怎么把基于两类的模型来做多类的分类呢？
不失一般性，考虑N 个类别C 1 & , ... ,CN , 多分类学习的基本思路是 "拆解法"，即将多分类任务拆为若干个二分类任务求解.具体来说，先对问题 进行拆分，然后为拆出的每个二分类任务训练一个分类器;在测试时，对这些分 类器的预测结果进行集成以获得最终的多分类结果.这里的关键是如何对多分 类任务进行拆分，以及如何对多个分类器进行集成.本节主要介绍拆分策略.
最经典的拆分策略有三种："一对一"(One vs. One,简称O v O )、"一对 其余"(One vs. Rest,简称 O vR)和"多对多" (Many vs. M a n y ,简称 MvM).
通常我们的训练开销是和样本多少关系非常大，不是线性，通常是平方甚至三次方，所以反而OvO训练时间比OvR小，因为每个模型中用到的样本比它少，而且它可以更好的做变形化
类别不平衡
