Метод главных компонент

Материал из MachineLearning.

(Различия между версиями)

Версия 21:31, 2 июля 2008

Метод Главных Компонент (англ. Principal Components Analysis, PCA) — один из основных способов уменьшить размерность данных, потеряв наименьшее количество информации. Изобретен К. Пирсоном (англ.Karl Pearson) в 1901 г. Применяется во многих областях, таких как распознавание образов, компьютерное зрение, сжатие данных и т. п. Вычисление главных компонент сводится к вычислению собственных векторов и собственных значений ковариационной матрицы исходных данных. Иногда метод главных компонент называют преобразованием Кархунена-Лоэва (англ. Karhunen-Loeve)^[1] или преобразованием Хотеллинга (англ. Hotelling transform). Другие способы уменьшения размерности данных — это метод независимых компонент, многомерное шкалирование, а также многочисленные нелинейные обобщения: метод главных кривых и многообразий, поиск наилучшей проекции (англ. Projection Pursuit), нейросетевые методы «узкого горла», самоорганизующиеся карты Кохонена и др.

Содержание

1 Формальная постановка задачи
2 Диагонализация ковариационной матрицы
3 Сингулярное разложение матрицы данных
4 Матрица преобразования к главным компонентам
5 Остаточная дисперсия
6 Сколько главных компонент нужно оставлять
7 Нормировка
- 7.1 Нормировка после приведения к главным компонентам
- 7.2 Нормировка до вычисления главных компонент
8 Механическая аналогия и метод главных компонент для взвешенных данных
9 Устойчивость главных компонент
10 Анализ соответствий
11 Специальная терминология
12 Пределы применимости и ограничения эффективности метода
13 Примеры использования
14 Литература
15 Ссылки
16 Примечания

Формальная постановка задачи

Статья в настоящий момент дорабатывается.
Agor153 03:21, 1 июля 2008 (MSD)

Задача анализа главных компонент, имеет, как минимум, три базовых версии:

аппроксимировать данные линейными многообразиями меньшей размерности;
найти подпространства меньшей размерности, в ортогональной проекции на которые разброс данных максимален;
для данной многомерной случайной величины построить такое ортогональное преобразования координат, что в результате корреляции между отдельными координатами обратятся в ноль.

Первые две версии оперируют конечными множествами данных. Они эквивалентны и не используют никакой гипотезы о статистическом порождении данных. Третья версия оперирует случайными величинами. Конечные множества появляются здесь как выборки из данного распределения, а решение двух первых задач — как приближение к «истинному» преобразованию Кархунена-Лоэва. При этом возникает дополнительный и не вполне тривиальный вопрос о точности этого приближения.

Аппроксимация данных линейными многообразиями

Иллюстрация к знаменитой работе К. Пирсона (1901): даны точки на плоскости, — расстояние от до прямой . Ищется прямая , минимизирующая сумму

Иллюстрация к знаменитой работе К. Пирсона (1901): даны точки $P_i$ на плоскости, $p_i$ — расстояние от $P_i$ до прямой $AB$ . Ищется прямая $AB$ , минимизирующая сумму $\sum_i p_i^2$

Метод главных компонент начинался с задачи наилучшей аппроксимации конечного множества точек прямыми и плоскостями (К. Пирсон, 1901). Дано конечное множество векторов $x_1,x_2,...x_m \in\mathbb{R}^n$ . Для каждого $k = 0,1,..., n-1$ среди всех $k$ -мерных линейных многообразий в $\mathbb{R}^n$ найти такое $L_k \subset \mathbb{R}^n$ , что сумма квадратов уклонений $x_i$ от $L_k$ минимальна:

$\sum_{i=1}^m \operatorname{dist}^2(x_i, L_k) \to \min$ ,

где $\operatorname{dist}(x_i, L_k)$ — евклидово расстояние от точки до линейного многообразия. Всякое $k$ -мерное линейное многообразие в $\mathbb{R}^n$ может быть задано как множество линейных комбинаций $L_k = \{ a_0 +\beta_1 a_1 +...+ \beta_k a_k | \beta_i \in \mathbb{R} \}$ , где параметры $\beta_i$ пробегают вещественную прямую $\mathbb{R}$ , $a_0 \in \mathbb{R}^n$ а $\left\{a_1,..., a_k \right\} \subset \mathbb{R}^n$ — ортонормированный набор векторов

$\operatorname{dist}^2(x_i, L_k) = \| x_i - a_0 - \sum_{j=1}^k a_j (a_j, x_i - a_0) \| ^2$ ,

где $\| \cdot \|$ евклидова норма, $\left(a_j, x_i\right)$ — евклидово скалярное произведение, или в координатной форме:

$\operatorname{dist}^2(x_i, L_k) = \sum_{l=1}^n \left(x_{il} - a_{0l}- \sum_{j=1}^k a_{jl} \sum_{q=1}^n a_{jq}(x_{iq} - a_{0q}) \right)^2$ .

Решение задачи аппроксимации для $k = 0,1,..., n-1$ даётся набором вложенных линейных многообразий $L_0 \subset L_1 \subset ... L_{n-1}$ , $L_k = \{ a_0 +\beta_1 a_1 +...+ \beta_k a_k | \beta_i \in \mathbb{R} \}$ . Эти линейные многообразия определяются ортонормированным набором векторов $\left\{a_1,..., a_{n-1} \right\}$ (векторами главных компонент) и вектором $a_0$ . Вектор $a_0$ ищется, как решение задачи минимизации для $L_0$ :

$a_0 = \underset{a_0\in\mathbb{R}^n}{\operatorname{argmin}} \left(\sum_{i=1}^m \operatorname{dist}^2(x_i, L_0)\right),$

то есть

$a_0 = \underset{a_0\in\mathbb{R}^n}{\operatorname{argmin}} \left (\sum_{i=1}^m \| x_i - a_0\| ^2\right)$ .

Это — выборочное среднее: $a_0 = \frac{1}{m} \sum_{i=1}^m x_i = \overline{X}.$ Фреше в 1948 году обратил внимание, что вариационное определение среднего (как точки, минимизирующей сумму квадратов расстояний до точек данных) очень удобно для построения статистики в произвольном метрическом пространстве, и построил обобщение классической статистики для общих пространств (обобщённый метод наименьших квадратов).

Векторы главных компонент могут быть найдены как решения однотипных задач оптимизации:

1) централизуем данные (вычитаем среднее): $x_i:= x_i - \overline{X_i}$ . Теперь $\sum_{i=1}^m x_i =0$ ;

2) находим первую главную компоненту как решение задачи;

$a_1 = \underset{\| a_1 \| =1}{\operatorname{argmin}} \left( \sum_{i=1}^m \| x_i - a_1 (a_1,x_i)\| ^2\right)$ .

Если решение не единственно, то выбираем одно из них.

3) Вычитаем из данных проекцию на первую главную компоненту:

$x_i:= x_i - a_1 \left(a_1,x_i\right)$ ;

4) находим вторую главную компоненту как решение задачи

$a_2 = \underset{\| a_2 \| =1}{\operatorname{argmin}} \left( \sum_{i=1}^m \| x_i - a_2 (a_2,x_i)\| ^2\right)$ .

Если решение не единственно, то выбираем одно из них.

…

2k-1) Вычитаем проекцию на $(k-1)$ -ю главную компоненту (напомним, что проекции на предшествующие $(k-2)$ главные компоненты уже вычтены):

$x_i:= x_i - a_{k-1} \left(a_{k-1},x_i\right)$ ;

2k) находим k-ю главную компоненту как решение задачи:

$a_k = \underset{\| a_k \| =1}{\operatorname{argmin}} \left( \sum_{i=1}^m \| x_i - a_k (a_k,x_i)\| ^2\right)$ .

Если решение не единственно, то выбираем одно из них.

…

На каждом подготовительном шаге $(2k-1)$ вычитаем проекцию на предшествующую главную компоненту. Найденные векторы $\left\{a_1,..., a_{ n -1} \right\}$ ортонормированы просто в результате решения описанной задачи оптимизации, однако чтобы не дать ошибкам вычисления нарушить взаимную ортогональность векторов главных компонент, можно включать $a_k \bot \{a_1,..., a_{k -1} \}$ в условия задачи оптимизации.

Неединственность в определении $a_k$ помимо тривиального произвола в выборе знака ( $a_k$ и $-a_k$ решают ту же задачу) может быть более существенной и происходить, например, из условий симметрии данных.

Поиск ортогональных проекций с наибольшим рассеянием

Первая главная компонента максимизирует выборочную дисперсию проекции данных

Пусть нам дан центрированный набор векторов данных $x_i\in\mathbb{R}^n \; (i=1,...,m)$ (среднее арифметическое значение $x_i$ равно нулю). Задача — найти такое ортогональное преобразование в новую систему координат, для которого были бы верны следующие условия:

Выборочная дисперсия данных вдоль первой координаты максимальна (эту координату называют первой главной компонентой);
Выборочная дисперсия данных вдоль второй координаты максимальна при условии ортогональности первой координате (вторая главная компонента);
…
Выборочная дисперсия данных вдоль значений $k$ -ой координаты максимальна при условии ортогональности первым $k-1$ координатам;
…

Выборочная дисперсия данных вдоль направления, заданного нормированным вектором $a_k$ , это

$S^2_m \left[ (X, a_k) \right ] = \frac{1}{m} \sum\limits_{i=1}^m \left(\sum\limits_{j=1}^n x_{ij}a_{kj} \right)^2$

(поскольку данные центрированы, выборочная дисперсия здесь совпадает со средним квадратом уклонения от нуля).

Формально, если $A=\left \{a_1,...,a_n \right \}^T\in\mathbb{R}^{n \times n}$ , $a_k\in\mathbb{R}^n$ — искомое преобразование, то для векторов $a_k$ должны выполняться следующие условия:

$a_1 = \underset{\| a_1 \| =1}{\operatorname{argmax}}\,S^2_m \left [(X, a_1) \right ];$

Если решение не единственно, то выбираем одно из них.

Вычитаем из данных проекцию на первую главную компоненту:

$x_i:= x_i - a_1 \left(a_1,x_i\right)$ ; в результате $x_i \bot a_1$ ;

находим вторую главную компоненту как решение задачи

$a_2 = \underset{\| a_2 \| =1}{\operatorname{argmax}}\,S^2_m \left [ (X, a_2) \right ];$

Если решение не единственно, то выбираем одно из них.

…
Вычитаем проекцию на $(k-1)$ -ю главную компоненту (напомним, что проекции на предшествующие $k-2$ главные компоненты уже вычтены):

$x_i:= x_i - a_{k-1} \left(a_{k-1},x_i\right)$ ; в результате $x_i \bot a_l, (l = 1, \dots, k-1)$ ;

находим $k$ -ю главную компоненту как решение задачи

$a_n = \underset{\| a_k\| = 1}{\operatorname{argmax}}\,S^2_m \left [ (X, a_k) \right ];$

Если решение не единственно, то выбираем одно из них.

Фактически, как и для задачи аппроксимации, на каждом шаге решается задача о первой главной компоненте для данных, из которых вычтены проекции на все ранее найденные главные компоненты. При большом числе итерации (большая размерность, много главных компонент) отклонения от ортогональности накапливаются и может потребоваться специальная коррекция алгоритма или другой алгоритм поиска собственных векторов ковариационной матрицы.

Решение задачи о наилучшей аппроксимации даёт то же множество решений $\left\{a_i\right\}$ , что и поиск ортогональных проекций с наибольшим рассеянием, по очень простой причине: $\| x_i - a_k (a_k,x_i)\| ^2 = \| x_i\| ^2 - (a_k,x_i)^2,$ и первое слагаемое не зависит от $a_k$ . Только одно дополнение к задаче об аппроксимации: появляется последняя главная компонента $a_n.$

Поиск ортогональных проекций с наибольшим среднеквадратичным расстоянием между точками

Ещё одна эквивалентная формулировка следует из очевидного тождества, верного для любых $m$ векторов $x_i$ :

$\frac{1}{m(m-1)}\sum_{i,j=1}^m (x_i-x_j)^2 =\frac{2m^2}{m(m-1)}\left[\frac{1}{m}\sum_{i=1}^m x_i^2 - \left(\frac{1}{m}\sum_{i}^m x_i \right)^2\right].$

В левой части этого тождества стоит среднеквадратичное расстояние между точками, а в квадратных скобках справа — выборочная дисперсия. Таким образом, в методе главных компонент ищутся подпространства, в проекции на которые среднеквадратичное расстояние между точками максимально. Такая переформулировка позволяет строить обобщения с взвешиванием различных парных расстояний (а не только точек).

Аннулирование корреляций между координатами

Для заданной $n$ -мерной случайной величины $X$ найти такой ортонормированный базис, $\left\{a_1,..., a_n \right\}$ , в котором коэффициент ковариации между различными координатами равен нулю. После преобразования к этому базису

$\operatorname{cov}(X_i,X_j)=0$ для $i \neq j$ .

Здесь $\operatorname{cov}(X_i,X_j)= \operatorname{E}[(X_i-\overline{X_i})(X_j-\overline{X_j})]$ — коэффициент ковариации.

Диагонализация ковариационной матрицы

Все задачи о главных компонентах приводят к задаче диагонализации ковариационной матрицы или выборочной ковариационной матрицы. Эмпирическая или выборочная ковариационная матрица, это

$C = [c_{ij}],\ c_{ij} = \frac{1}{m} \sum_{l=1}^m (x_{li}-\overline{X_{i}})(x_{lj}-\overline{X_{j}}).$

Ковариационная матрица многомерной случайной величины $X$ , это

$\Sigma = [\sigma_{ij}],\ \sigma_{ij} = \operatorname{cov}(X_i,X_j)=E[(X_i-\overline{X_i})(X_j-\overline{X_j})].$

Векторы главных компонент для задач о наилучшей аппроксимации и о поиске ортогональных проекций с наибольшим рассеянием — это ортонормированный набор $\left\{a_1,..., a_n \right\}$ собственных векторов эмпирической ковариационной матрицы $C$ , расположенных в порядке убывания собственных значений $\lambda: \lambda_1 \ge \lambda_2 \ge ... \ge \lambda_n \ge 0.$ Эти векторы служат оценкой для собственных векторов ковариационной матрицы $\operatorname{cov}(X_i,X_j)$ . В базисе из собственных векторов ковариационной матрицы она, естественно, диагональна, и в этом базисе коэффициент ковариации между различными координатами равен нулю.

Если спектр ковариационной матрицы вырожден, то выбирают произвольный ортонормированный базис собственных векторов. Он существует всегда, а собственные числа ковариационной матрицы всегда вещественны и неотрицательны.

Сингулярное разложение матрицы данных

Основная статья: Простой итерационный алгоритм сингулярного разложения матриц

Математическое содержание метода главных компонент — это спектральное разложение ковариационной матрицы $C$ , то есть представление пространства данных в виде суммы взаимно ортогональных собственных подпространств $C$ , а самой матрицы $C$ — в виде линейной комбинации ортогональных проекторов на эти подпространства с коэффициентами $\lambda_i$ . Если $\operatorname{X}=\left\{x_1,..., x_m \right\}^T$ — матрица, составленная из векторов-строк центрированных данных, то $C = \operatorname{X}^T\operatorname{X}$ и задача о спектральном разложении ковариационной матрицы $C$ превращается в задачу о сингулярном разложении (англ. Singular value decomposition) матрицы данных $\operatorname{X}$ .

Хотя формально задачи сингулярного разложения матрицы данных и спектрального разложения ковариационной матрицы совпадают, алгоритмы вычисления сингулярного разложения напрямую, без вычисления спектра ковариационной матрицы, более эффективны и устойчивы ^[1].

Теория сингулярного разложения была создана Дж. Дж. Сильвестром (англ.J. J. Sylvester}}) в 1889 г. и изложена во всех подробных руководствах по теории матриц ^[1].

Матрица преобразования к главным компонентам

Матрица $A$ преобразования данных к главным компонентам строится из векторов главных компонент: $A=\left \{a_1,...,a_n \right \}^T$ . Здесь $a_i$ — ортонормированные векторы-столбцы главных компонент, расположенные в порядке убывания собственных значений, верхний индекс $T$ означает транспонирование. Матрица $A$ является ортогональной: $A A^T=1$ .

После преобразования большая часть вариации данных будет сосредоточена в первых координатах, что даёт возможность отбросить оставшиеся и рассмотреть пространство уменьшенной размерности.

Остаточная дисперсия

Пусть данные центрированы, $\overline{ X}=0$ . При замене векторов данных $x_i$ на их проекцию на первые $k$ главных компонент $x_i \mapsto \sum_{j=1}^k a_j (a_j, x_i)$ вносится средний квадрат ошибки в расчете на один вектор данных:

$\frac{1}{m} \sum_{i=1}^m \left\| x_i - \sum_{j=1}^k a_j (a_j, x_i) \right \| ^2=\sum_{l=k+1}^n \lambda_l,$

где $\lambda_1 \ge \lambda_2 \ge ... \ge \lambda_n \ge 0$ собственные значения эмпирической ковариационной матрицы $C$ , расположенные в порядке убывания, с учетом кратности.

Эта величина называется остаточной дисперсией. Величина

$\frac{1}{m} \sum_{i=1}^m \left\| \sum_{j=1}^k a_j (a_j, x_i) \right\| ^2=\frac{1}{m} \sum_{i=1}^m \sum_{j=1}^k (a_j, x_i)^2=\sum_{l=1}^k \lambda_l$

называется объяснённой дисперсией. Их сумма равна выборочной дисперсии. Соответствующий квадрат относительной ошибки — это отношение остаточной дисперсии к выборочной дисперсии (то есть доля необъяснённой дисперсии):

$\delta^2_k=\frac{\lambda_{k+1}+\lambda_{k+2}+...+\lambda_{n}}{\lambda_{1}+\lambda_{2}+...+\lambda_{n}}.$

По относительной ошибке $\delta_k$ оценивается применимость метода главных компонент с проецированием на первые $k$ компонент.

Замечание: в большинстве вычислительных алгоритмов собственные числа $\lambda_i$ с соответствуюшими собственными векторами — главными компонентами $a_i$ вычисляются в порядке «от больших $\lambda_i$ — к меньшим». Для вычисления $\delta_k$ достаточно вычислить первые $k$ собственных чисел и след эмпирической ковариационной матрицы $C$ , $\operatorname{tr} C$ (сумму диагональных элементов $C$ , то есть дисперсий по осям). Тогда

$\delta^2_k=\frac{1}{\operatorname{tr} C}\left(\operatorname{tr} C -\sum_{i=1}^k \lambda_{i}\right).$

Сколько главных компонент нужно оставлять

Нормировка

Нормировка после приведения к главным компонентам

После проецирования на первые $k$ главных компонент с $\lambda_1 \ge \lambda_2 \ge ... \ge \lambda_k > 0$ удобно произвести нормировку на единичную (выборочную) дисперсию по осям. Дисперсия вдоль $i$ й главной компоненты равна $\lambda_i > 0 \; (1 \le i \le k$ ), поэтому для нормировки надо разделить соответствующую координату на $\sqrt{ \lambda_i}$ . Это преобразование не является ортогональным и не сохраняет скалярного произведения. Ковариационная матрица проекции данных после нормировки становится единичной, проекции на любые два ортогональных направления становятся независимыми величинами, а любой ортонормированный базис становится базисом главных компонент (напомним, что нормировка меняет отношение ортогональности векторов). Отображение из пространства исходных данных на первые $k$ главных компонент вместе с нормировкой задается матрицей

$K=\left \{\frac{a_1}{\sqrt{ \lambda_1}},\frac{a_2}{\sqrt{ \lambda_2}},...,\frac{a_k}{\sqrt{ \lambda_k}} \right \}^T$ .

Именно это преобразование чаще всего называется преобразованием Кархунена-Лоэва. Здесь $a_i$ — векторы-столбцы, а верхний индекс $T$ означает транспонирование.

Нормировка до вычисления главных компонент

Предупреждение: не следует путать нормировку, проводимую после преобразования к главным компонентам, с нормировкой и «обезразмериванием» при предобработке данных, проводимой до вычисления главных компонент. Предварительная нормировка нужна для обоснованного выбора метрики, в которой будет вычисляться наилучшая аппроксимация денных, или будут искаться направления наибольшего разброса (что эквивалентно). Например, если данные представляют собой трёхмерные векторы из «метров, литров и килограмм», то при использовании стандартного евклидового расстояния разница в 1 метр по первой координате будет вносить тот же вклад, что разница в 1 литр по второй, или в 1 кг по третьей. Обычно системы единиц, в которых представлены исходные данные, недостаточно точно отображают наши представления о естественных масштабах по осям, и проводится «обезразмеривание»: каждая координата делится на некоторый масштаб, определяемый данными, целями их обработки и процессами измерения и сбора данных.

Есть три cущественно различных стандартных подхода к такой нормировке: на единичную дисперсию по осям (масштабы по осям равны средним квадратичным уклонениям — после этого преобразования ковариационная матрица совпадает с матрицей коэффициентов корреляции), на равную точность измерения (масштаб по оси пропорционален точности измерения данной величины) и на равные требования в задаче (масштаб по оси определяется требуемой точностью прогноза данной величины или допустимым её искажением — уровнем толерантности). На выбор предобработки влияют содержательная постановка задачи, а также условия сбора данных (например, если коллекция данных принципиально не завершена и данные будут ещё поступать, то нерационально выбирать нормировку строго на единичную дисперсию, даже если это соответствует смыслу задачи, поскольку это предполагает перенормировку всех данных после получения новой порции; разумнее выбрать некоторый масштаб, грубо оценивающий стандартное отклонение, и далее его не менять).

Предварительная нормировка на единичную дисперсию по осям разрушается поворотом системы координат, если оси не являются главными компонентами, и нормировка при предобработке данных не заменяет нормировку после приведения к главным компонентам.

Механическая аналогия и метод главных компонент для взвешенных данных

Если сопоставить каждому вектору данных единичную массу, то эмпирическая ковариационная матрица $C$ совпадёт с тензором инерции этой системы точечных масс (делённым на полную массу $m$ ), а задача о главных компонентых — с задачей приведения тензора инерции к главным осям. Можно использовать дополнительную свободу в выборе значений масс для учета важности точек данных или надежности их значений (важным данным или данным из более надежных источников приписываются бо́льшие массы). Если вектору данных $x_l$ придаётся масса $w_l$ , то вместо эмпирической ковариационной матрицы $C$ получим

$C^w = [c^w_{ij}],\ c^w_{ij} = \frac{1}{\sum_{l} w_l} \sum_{l=1}^m w_l(x_{li}-\overline{X_{i}})(x_{lj}-\overline{X_{j}}).$

Все дальнейшие операции по приведению к главным компонентам производятся так же, как и в основной версии метода: ищем ортонормированный собственный базис $C^w$ , упорядочиваем его по убыванию собственных значений, оцениваем средневзвешенную ошибку аппроксимации данных первыми $k$ компонентами (по суммам собственных чисел $C^w$ ), нормируем и т. п.

Более общий способ взвешивания даёт максимизация взвешенной суммы попарных расстояний^[1] между проекциями. Для каждых двух точек данных, $x_l , \ x_q$ вводится вес $d_{lq}$ ; $d_{lq}=d_{ql}$ и $d_{l}=\sum_{q=1}^m d_{lq}$ . Вместо эмпирической ковариационной матрицы $C$ используется

$C^d = [c^d_{ij}],\ c^d_{ij} =\sum_{l=1}^m d_l (x_{li}-\overline{X_{i}})(x_{lj}-\overline{X_{j}}) -\sum_{l \neq q, \ l,q=1}^m d_{lq}(x_{li} - \overline{X_{i}})(x_{qj}- \overline{X_{j}}).$

При $d_{lq}>0$ симметричная матрица $C^d$ положительно определена, поскольку положительна квадратичная форма:

$\sum_{ij} c^d_{ij}a_i a_j = \frac{1}{2}\sum_{lq}d_{lq}\left(\sum_ia_i(x_{li}-x_{qi})\right)^2.$

Далее ищем ортонормированный собственный базис $C^d$ , упорядочиваем его по убыванию собственных значений, оцениваем средневзвешенную ошибку аппроксимации данных первыми $k$ компонентами и т. д. — в точности так же, как и в основном алгоритме.

Этот способ применяется при наличии классов: для $x_l , \ x_q$ из разных классов вес $d_{lq}$ вес выбирается бо́льшим, чем для точек одного класса. В результате, в проекции на взвешенные главные компоненты различные классы «раздвигаются» на большее расстояние.

Другое применение — снижение влияния больших уклонений (оутлайеров, англ.Outlier), которые могут искажать картину из-за использования среднеквадратичного расстояния: если выбрать $d_{lq}=1/ \| x_l -x_q \|$ , то влияние больших уклонений будет уменьшено. Таким образом, описанная модификация метода главных компонент является более робастной, чем классическая.

Устойчивость главных компонент

Анализ соответствий

Анализ соответствий (англ. Correspondence analysis)...

Специальная терминология

В статистике при использовании метода главных компонент используют несколько специальных терминов.

Матрица данных $\mathbf{X}=\{x_1,... x_m\}^T$ ; каждая строка — вектор предобработанных данных (центрированных и правильно нормированных), число строк — $m$ (количество векторов данных), число столбцов — $n$ (размерность пространства данных);

Матрица нагрузок (Loadings) $\mathbf{P}=\{a_1,... a_k\}$ ; каждый столбец — вектор главных компонент, число строк — $n$ (размерность пространства данных), число столбцов — $k$ (количество векторов главных компонент, выбранных для проецирования);

Матрица счетов (Scores) $\mathbf{T}=[t_{ij}]; \; t_{ij}=(x_i,a_j)$ ; каждая строка — проекция вектора данных на $k$ главных компонент; число строк — $m$ (количество векторов данных), число столбцов — $k$ (количество векторов главных компонент, выбранных для проецирования);

Матрица Z-счетов (Z-scores) $\mathbf{Z}=[z_{ij}]; \; z_{ij}=\frac{(x_i,a_j)}{\sqrt{ \lambda_j}}$ ; каждая строка — проекция вектора данных на $k$ главных компонент, нормированная на единичную выборочную дисперсию; число строк — $m$ (количество векторов данных), число столбцов — $k$ (количество векторов главных компонент, выбранных для проецирования);

Матрица ошибок (или остатков) (Errors or residuals) $\mathbf{E}=\mathbf{X}-\mathbf{T}\mathbf{P}^T$ .

Основная формула: $\mathbf{X}=\mathbf{T}\mathbf{P}^T+\mathbf{E}.$

Пределы применимости и ограничения эффективности метода

Построение ветвящихся главных компонент методом топологических грамматик. Крестики — точки данных, красное дерево с желтыми узлами — аппроксимирующий дендрит^[1].

Метод главных компонент применим всегда. Распространённое утверждение о том, что он применим только к нормально распределённым данным (или для распределений, близких к нормальным) неверно: в исходной формулировке К. Пирсона ставится задача об аппроксимации конечного множества данных и отсутствует даже гипотеза о их статистическом порождении, не говоря уж о распределении.

Однако метод не всегда эффективно снижает размерность при заданных ограничениях на точность $\delta_k$ . Прямые и плоскости не всегда обеспечивают хорошую аппроксимацию. Например, данные могут с хорошей точностью следовать какой-нибудь кривой, а эта кривая может быть сложно расположена в пространстве данных. В этом случае метод главных компонент для приемлемой точности потребует нескольких компонент (вместо одной), или вообще не даст снижения размерности при приемлемой точности. Для работы с такими «кривыми» главными компонентами изобретен метод главных многообразий^[1] и различные версии нелинейного метода главных компонент^[1]^[1]. Больше неприятностей могут доставить данные сложной топологии. Для их аппроксимации также изобретены различные методы, например самоорганизующиеся карты Кохонена, нейронный газ^[1] или топологические грамматики^[1]. Если данные статистически порождены с распределением, сильно отличающимся от нормального, то для аппроксимации распределения полезно перейти от главных компонент к независимым компонентам^[1], которые уже не ортогональны в исходном скалярном произведении. Наконец, для изотропного распределения (даже нормального) вместо эллипсоида рассеяния получаем шар, и уменьшить размерность методами аппроксимации невозможно.

Примеры использования

Основная статья: Применение метода главных компонент

Метод главных компонент — наиболее популярный метод сокращения размерности во многих приложениях, в том числе в следующих областях:

Визуализация данных;
Компрессия изображений и видео;
Подавление шума на изображениях;
Индексация видео;
Биоинформатика;
Хемометрика;
Психодиагностика;
Общественные науки (включая политологию);
Сокращение размерности динамических моделей (в том числе — в вычислительной гидродинамике).

Литература

Классические работы

Pearson K., On lines and planes of closest fit to systems of points in space, Philosophical Magazine, (1901) 2, 559—572; а также на сайте PCA.
Sylvester J.J., On the reduction of a bilinear quantic of the nth order to the form of a sum of n products by a double orthogonal substitution, Messenger of Mathematics, 19 (1889), 42—46; а также на сайте PCA.
Frećhet M. Les élements aléatoires de nature quelconque dans un espace distancié. Ann. Inst. H. Poincaré, 10 (1948), 215—310.

Основные руководства (стандарт де-факто)

Айвазян С. А., Бухштабер В. М., Енюков И. С., Мешалкин Л. Д. Прикладная статистика. Классификация и снижение размерности.— М.: Финансы и статистика, 1989.— 607 с.
Рао С. Р., Линейные статистические методы и их применения.— М.: Наука (Физматлит), 1968.— 548 с.
Jolliffe I.T. Principal Component Analysis, Series: Springer Series in Statistics, 2nd ed., Springer, NY, 2002, XXIX, 487 p. 28 illus. ISBN 978-0-387-95442-4

Сборник современных обзоров

Gorban A. N., Kegl B., Wunsch D., Zinovyev A. Y. (Eds.), Principal Manifolds for Data Visualisation and Dimension Reduction, Series: Lecture Notes in Computational Science and Engineering 58, Springer, Berlin — Heidelberg — New York, 2007, XXIV, 340 p. 82 illus. ISBN 978-3-540-73749-0 (а также онлайн).

Ссылки

A tutorial on Principal Components Analysis, Lindsay I Smith, 2002
Нелинейный метод главных компонент (сайт-библиотека)

Примечания

Это незавершённая статья. Вы поможете проекту, исправив и дополнив её.

Источник — «http://machinelearning.ru/wiki/index.php?title=%D0%9C%D0%B5%D1%82%D0%BE%D0%B4_%D0%B3%D0%BB%D0%B0%D0%B2%D0%BD%D1%8B%D1%85_%D0%BA%D0%BE%D0%BC%D0%BF%D0%BE%D0%BD%D0%B5%D0%BD%D1%82»

@@ Строка 121: / Строка 121: @@
 == [[Сингулярное разложение]] матрицы данных ==
-=== Идея сингулярного разложения ===
+{{main|Простой итерационный алгоритм сингулярного разложения матриц}}
 Математическое содержание метода главных компонент — это ''спектральное разложение'' ковариационной матрицы <tex> C </tex>, то есть представление пространства данных в виде суммы взаимно ортогональных собственных подпространств <tex> C </tex>, а самой матрицы <tex> C </tex> — в виде линейной комбинации ортогональных проекторов на эти подпространства с коэффициентами <tex> \lambda_i </tex>. Если <tex>\operatorname{X}=\left\{x_1,..., x_m \right\}^T</tex> — матрица, составленная из векторов-строк центрированных данных, то <tex> C = \operatorname{X}^T\operatorname{X}</tex> и задача о спектральном разложении ковариационной матрицы <tex> C </tex> превращается в задачу о ''сингулярном разложении'' (англ. [http://en.wikipedia.org/wiki/Singular_value_decomposition Singular value decomposition]) матрицы данных <tex>\operatorname{X}</tex>.
-Число <tex> \sigma \geq 0 </tex> называется '''сингулярным числом''' матрицы <tex>\operatorname{X}</tex> тогда и только тогда, когда существуют '''правый и левый сингулярные векторы''': такие <tex>m</tex>-мерный вектор-строка <tex>b_{\sigma}</tex> и <tex>n</tex>-мерный вектор-столбец <tex>a_{\sigma}</tex> (оба единичной длины), что выполнено два равенства:
-: <tex>\operatorname{X} a_{\sigma} = \sigma b_{\sigma}^T \;;\, \, b_{\sigma} \operatorname{X}= \sigma a_{\sigma}^T.</tex>
-Пусть <tex>p= \operatorname{rang} \operatorname{X} \leq \min\{n,m\}</tex> — [[ранг матрицы]] данных. '''Сингулярное разложение''' матрицы данных <tex>\operatorname{X}</tex> — это её представление в виде
-: <tex>\operatorname{X}= \sum_{l=1}^p \sigma_l b_l^T a_l^T \;; \;\operatorname{X}^T= \sum_{l=1}^p \sigma_l a_l b_l \; \left(x_{ij}=\sum_{l=1}^p \sigma_l b_{li}a_{lj}\right),</tex>
-где <tex>\sigma_l > 0</tex> — сингулярное число, <tex>a_l=(a_{li}), \, i=1,... n</tex> — соответствующий правый сингулярный вектор-столбец, а <tex>b_l=(b_{li}), \, i=1,... m</tex> — соответствующий левый сингулярный вектор-строка (<tex>l=1,...p</tex>). Правые сингулярные векторы-столбцы <tex>a_l</tex>, участвующие в этом разложении, являются векторами главных компонент и собственными векторами эмпирической ковариационной матрицы
-<tex>C =\operatorname{X} ^T \operatorname{X} </tex>, отвечающими положительным собственным числам <tex> \lambda_l=\sigma_l^2 > 0 </tex>.
 Хотя формально задачи сингулярного разложения матрицы данных и спектрального разложения ковариационной матрицы совпадают, алгоритмы вычисления сингулярного разложения напрямую, без вычисления спектра ковариационной матрицы, более эффективны и устойчивы <ref>''Bau III, D., Trefethen, L. N.'', [http://books.google.com/books?id=bj-Lu6zjWbEC&pg=PA136&dq=isbn:9780898713619&sig=BmAatL8LDJZZRhfJIFVRHLQNJw0#PPP1,M1 Numerical linear algebra], Philadelphia: Society for Industrial and Applied Mathematics, 1997. (Lecture 31) ISBN 978-0-89871-361-9 </ref>.
-Теория сингулярного разложения была создана Дж. Дж. Сильвестром (англ.[http://en.wikipedia.org/wiki/James_Joseph_Sylvester J. J. Sylvester]}}) в 1889 г. и изложена во всех подробных руководствах по теории матриц <ref>''[[Гантмахер, Феликс Рувимович|Гантмахер Ф. Р.]]'', Теория матриц. — М.: Наука, 1966. — 576 стр.</ref>.
+Теория сингулярного разложения была создана Дж. Дж. Сильвестром (англ.[http://en.wikipedia.org/wiki/James_Joseph_Sylvester J. J. Sylvester]}}) в 1889 г. и изложена во всех подробных руководствах по теории матриц <ref>''Гантмахер Ф. Р.'', Теория матриц. — М.: Наука, 1966. — 576 стр.</ref>.
-=== Простой итерационный алгоритм сингулярного разложения ===
-Основная процедура — поиск наилучшего приближения произвольной <tex>m \times n</tex> матрицы <tex>X=(x_{ij})</tex> матрицей вида <tex>b \otimes a = (b_i a_j)</tex> (где <tex>b</tex> — <tex>m</tex>-мерный вектор, а <tex>a</tex> — <tex>n</tex>-мерный вектор) методом наименьших квадратов:
-: <tex>F(b, a) = \frac{1}{2}\sum_{i=1}^m \sum_{j=1}^n (x_{ij} - b_i a_j )^2 \to \min</tex>
-Решение этой задачи дается последовательными итерациями по явным формулам. При фиксированном векторе <tex>a=(a_j) </tex> значения <tex>b=(b_i) </tex>, доставляющие минимум форме <tex>F(b, a) </tex>, однозначно и явно определяются из равенств <tex>\partial F/ \partial b_i = 0</tex> :
-: <tex>\frac{\partial F}{\partial b_i} = - \sum_{j=1}^n (x_{ij} - b_i a_j )a_j = 0; \;\; b_i = \frac{\sum_{j=1}^n x_{ij}  a_j}{\sum_{j=1}^n a_j^2 }\, . </tex>
-Аналогично, при фиксированном векторе <tex>b =(b_ i) </tex> определяются значения <tex>a=(a_j) </tex>:
-: <tex>a_j = \frac{\sum_{i=1}^m b_i x_{ij} }{\sum_{i =1}^m b_i ^2 }\, . </tex>
-B качестве начального приближения вектора <tex>a</tex> возьмем случайный вектор единичной длины, вычисляем вектор <tex>b</tex>, далее для этого вектора <tex>b</tex> вычисляем вектор <tex>a</tex> и т. д. Каждый шаг уменьшает значение <tex>F(b, a) </tex>. В качестве критерия остановки используется малость относительного уменьшения значения минимизируемого функционала <tex>F(b, a) </tex> за шаг итерации (<tex>\Delta F / F </tex>) или малость самого значения <tex>F</tex>.
-В результате для матрицы <tex>X=(x_{ij})</tex> получили наилучшее приближение матрицей <tex>P_1</tex> вида <tex>b^1 \otimes a^1 = (b_i^1  a_j^1)</tex> (здесь верхним индексом обозначен номер итерации). Далее, из матрицы <tex>X</tex> вычитаем полученную матрицу <tex>P_1</tex>, и для полученной матрицы уклонений <tex>X_1=X-P_1</tex> вновь ищем наилучшее приближение <tex>P_2</tex> этого же вида и т. д., пока, например, норма <tex>X_k</tex> не станет достаточно малой. В результате получили итерационную процедуру разложения матрицы <tex>X</tex> в виде суммы матриц ранга 1, то есть <tex>X=P_1+P_2+... +P_q  \;  (P_l = b^l \otimes a^l) </tex> . Полагаем <tex> \sigma_l = \|a^l\| \|b^l\|</tex> и нормируем векторы <tex> a^l \, , \, b^l</tex>: <tex>a^l:= a^l/ \| a^l\|; \, \, b^l:= b^l/ \| b^l\|.</tex> В результате получена аппроксимация сингулярных чисел <tex> \sigma_l </tex> и сингулярных векторов (правых — <tex> a^l</tex> и левых — <tex>b^l</tex>).
-К достоинствам этого алгоритма относится его исключительная простота и возможность почти без изменений перенести его на данные с пробелами<ref>''Россиев А. А.'',: [http://pca.narod.ru/DisRos.htm Итерационное моделирование неполных данных с помощью многообразий малой размерности], Изд-во СО РАН, 2005.</ref>, а также взвешенные данные.
-Существуют различные модификации базового алгоритма, улучшающие точность и устойчивость. Например, векторы главных компонент <tex>a^l</tex> при разных <tex>l</tex> должны быть ортогональны «по построению», однако при большом числе итерации (большая размерность, много компонент) малые отклонения от ортогональности накапливаются и может потребоваться специальная коррекция <tex>a^l</tex> на каждом шаге, обеспечивающая его ортогональность ранее найденным главным компонентам.
-Для квадратных симметричных положительно определённых матриц описанный алгоритм превращается в метод прямых итераций для поиска собственных векторов (см. статью [[Собственные векторы, значения и пространства]]).
 == Матрица преобразования к главным компонентам ==

Метод главных компонент

Материал из MachineLearning.

Версия 21:31, 2 июля 2008

Содержание

Формальная постановка задачи

Аппроксимация данных линейными многообразиями

Поиск ортогональных проекций с наибольшим рассеянием

Поиск ортогональных проекций с наибольшим среднеквадратичным расстоянием между точками

Аннулирование корреляций между координатами

Диагонализация ковариационной матрицы

Сингулярное разложение матрицы данных

Матрица преобразования к главным компонентам

Остаточная дисперсия

Сколько главных компонент нужно оставлять

Нормировка

Нормировка после приведения к главным компонентам

Нормировка до вычисления главных компонент

Механическая аналогия и метод главных компонент для взвешенных данных

Устойчивость главных компонент

Анализ соответствий

Специальная терминология

Пределы применимости и ограничения эффективности метода

Примеры использования

Литература

Классические работы

Основные руководства (стандарт де-факто)

Сборник современных обзоров

Ссылки

Примечания

Просмотры

Личные инструменты

Навигация

Поиск

Инструменты