机器学习方法：回归（三）：最小角回归Least Angle Regression（LARS），forward stagewise selection

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前面两篇回归（一）（二）复习了线性回归，以及L1与L2正则——lasso和ridge regression。特别描述了lasso的稀疏性是如何产生的。在本篇中介绍一下和lasso可以产生差不多效果的两种feature selection的方法，forward stagewise selection和最小角回归least angle regression（LARS）。尤其是LARS，网上很多资料写的不太清楚，我尽量写的清楚一点。本文主要是参考[1]的前面几章，大家可以直接看原文写的更清楚。

关于特征选择feature selection
在很多实际应用中，我们往往需要处理大量高维数据，其中存在很多噪音或者不相关的属性；而且维度越高计算量也越高。大多数工程师都会想到做一下特征选择，即挑选一部分有价值的属性维度用于计算，以期望在提高准确性的同时降低计算复杂度。那么如何进行特征选择呢？

一般来说可以分为有监督和无监督两大类，无监督的方法就是普适性的了，一般是希望从数据的分布、或者局部结构来找到区分性最好的属性，但是就是因为是无监督的，肯定不会对你所需要的任务有特别的倾向，选出来的不一定是最合适的特征。而有监督的选择肯定会基于训练样本的标记，使得选出来的特征会适合特定的任务，但是很难用到其他问题中。特征选择这个topic说实话被水了很多年，真正有价值的不见得多——很多以前觉得计算能力不足的问题选择随着CPU/GPU的性能提升，不再是瓶颈，那么很多降维的需求就没有了。现在还要做特征选择，一方面是希望找到真正有用的特征，另一方面是希望“稀疏”，事实证明稀疏性在提高模型的准确性以及降低overfitting方面都很有作用。

如果要看无监督的feature selection可以看一下浙大蔡登教授的Unsupervised Feature Selection for Multi-cluster Data [2]，方法简单实用；在本文中，我们主要讨论两种有监督的选择方法，并且是基于greedy思想的。这两个方法和LASSO非常相关，上一篇中我也提过，LASSO本身也可以用来做特征选择。

问题描述

在本文中，用下图中的数据为例子来说明：

表 1
用$X=(x_1, x_2, ...,x_n)^T \in \mathbb{R}^{n\times m}$表示数据矩阵，其中$x_i \in \mathbb{R}^m$表示一个m维度长的数据样本；$y=(y_1, y_2, ...,y_n)^T \in \mathbb{R}^{n}$表示数据的label，这里只考虑每个样本一类的情况。在表1的例子中，$n=442，m=10$。另外，假设数据是经过一些预处理的：样本中心化并且是列单位长度的，$y$是中心化的（减去均值），即

$$\begin{equation}\sum_{i=1}^{n}y_i = 0, \quad \sum_{i=1}^{n}x_{ij} = 0, \quad \sum_{i=1}^{n}x_{ij}^2= 1，\quad j=1,2,\ldots ,m.\end{equation}$$

我们希望找到一个回归系数$\hat{\beta}\in R^{m}$，使得$\hat{\mu}=X\hat{\beta}$。Lasso的优化目标是这样的：

$$\begin{equation}\min_{\hat{\beta}} = \frac{1}{2}\|y - \hat{\mu}\|^2, \quad s.t. \sum_{j=1}^{m}|\hat{\beta_j}| \leq t\end{equation}$$

其中参数$t \geq0$。很明，当$t$不断增大的时候，对$\hat{\beta}$约束力就越来越小，当大到线性回归的$\hat{\beta}$的$l_1$-norm的时候就没有约束力了。见图1左边，表示$t$不断增大的过程中，所有十个$\hat{\beta_j}$的变化过程。很容易发现，在$t$比较小的时候，回归系数是稀疏的。比如在$t=1000$时，只有3、9、4、7维度是非零的。

图1

forward stagewise selection

forward stagewise selection方法，下面简称为stagewise，是一个迭代算法。选择过程从$\hat{\mu}=0$开始，并且不断向前走很小的step来完成回归模型（回归系数）。具体的过程如下：

令当前的回归预测是$\hat{\mu}$，定义$c(\hat{\mu})$为当前的相关系数（current correlations）：

$$\begin{equation}c=c(\hat{\mu})=X'(y-\hat{\mu})\end{equation}$$

也就是说，

c^j
$\hat{c}_j$是正相关于维度

xj∈Rn
$x_j\in R^{n}$和当前残差的相关度。所以，下一步就是往相关系数最大的维度方向走一小步：

$$\begin{equation}\hat{j}=argmax |\hat{c}_j| \quad and \quad \hat{\mu} \rightarrow \hat{\mu}+\epsilon\cdot sign(\hat{c}_{\hat{j}})\cdot x_{\hat{j}}\end{equation}$$

其中

ϵ
$\epsilon$是一个很小的常数——很小是很有必要的，如果很大的话就容易错过一些中间状态——比如，如果

ϵ=|c^j^|
$\epsilon = |\hat{c}_{\hat{j}}|$这么大的话stagewise方法就退化到了经典的“Forward Selection ”方法，是完全贪心选择的一次一个特征维度。但是在stagewise中，每次只会走很小一步，所以有可能在一个方向上走多步。图1的右图是stagewise的所有

βj^
$\hat{\beta_j}$变化过程，大概有六千步很小的迭代，使得变化看起来很光滑。可以看到，Lasso和stagewise的结果看起来“几乎”是一样的，在比较小的

t
$t$的时候都会产生类似的稀疏的结果。

stagwise方法非常简单，易于实现，但是主要的问题是需要有大量的迭代步骤，因此计算量会比较大。事实上，不论是Lasso还是Stagewise方法都是Least angle regression（LARS）的变种。LARS的选择不需要经历那么多小的迭代，可以每次都在需要的方向上一步走到最远，因此计算速度很快，下面来具体描述一下LARS。

最小角回归Least angle regression,LARS

先用一个两维的例子来描述LARS的思路，后面再描述下任意维度下的统一算法。
LARS算法也是要得到形式为$\hat{\mu} = X\hat{\beta}$的预测值，对于m维度的数据，最多只要m步就可以把所有的维度都选上，因此在迭代次数上是非常小的。下面图2说明了LARS在2维数据下的选择过程， $X=(\text{x}_1，\text{x}_2)$。

图2

对于前面一节提到的相关系数，我们可以把$y$等价替换成其在由$\text{x}_1，\text{x}_2$所张成的空间中的投影$\bar{y}_2$，即

$$\begin{equation}c=c(\hat{\mu})=X'(y-\hat{\mu})=X'(\bar{y}_2-\hat{\mu})\end{equation}$$

算法也是从

μ^0=0
$\hat{\mu}_0=0$开始的，从图2可以看出，

y¯2−μ^0
$\bar{y}_2 - \hat{\mu}_0$显然更靠近

x1
$\text{x}_1$，也就是说，

c1(μ^0)>c2(μ^0)
$c_1(\hat{\mu}_0) > c_2(\hat{\mu}_0)$，于是LARS会选

x1
$\text{x}_1$走一步，使得

$$\begin{equation}\hat{\mu}_1 = \hat{\mu}_0 + \hat{\gamma}_1\text{x}_1\end{equation}$$

（在这里，如果是stagewise就选很小的

γ^1
$\hat{\gamma}_1$；而如果是Forward Selection，会选择一个足够大的

γ^1
$\hat{\gamma}_1$使得

μ^1=y¯1
$\hat{\mu}_1 = \bar{y}_1$,即

y
$y$在



x1

$\text{x}_1$方向上的投影。）LARS会选择上面两个情况的一个中间结果——刚好使得

y¯2−μ^1
$\bar{y}_2 - \hat{\mu}_1$可以平分

x1
$\text{x}_1$和

x2
$\text{x}_2$之间的夹角，因此，

c1(μ^1)=c2(μ^1)
$c_1(\hat{\mu}_1) = c_2(\hat{\mu}_1)$。 图2中可以看到上面的选择结果，

y¯2−μ^1
$\bar{y}_2 - \hat{\mu}_1$是坐落在单位向量

u2
$\text{u}_2$的方向上的。下一步LARS的更新方向是：

$$\begin{equation}\hat{\mu}_2 = \hat{\mu}_1 + \hat{\gamma}_2\text{u}_2\end{equation}$$

在

m=2
$m=2$的情况下，

γ^2
$\hat{\gamma}_2$是需要选择合适的大小使得

μ^2=y¯2
$\hat{\mu}_2 = \bar{y}_2$，得到线性回归的结果。如果

m>2
$m>2$的情况下，LARS会继续探索更多的方向。图2中阶梯线表示stagewise的一个迭代过程，最后也攀爬到

y¯2
$\bar{y}_2$。因此，其实LARS和stagewise的区别就在于，我们是可以计算出在一个方向上需要走多远的。

下面我们来讨论一下多维情况，和前面$m=2$一样，LARS的每一步都是沿着某一个角平分线的方向上走的。假设$X$的列向量$\text{x}_1,\text{x}_2,\ldots,\text{x}_m$都是线性无关的。记$\mathbf{A}$是$\{1,2,\ldots,m\}$的一个子集，定义矩阵

$$\begin{equation}X_{\mathbf{A}}=(\cdots s_j \text{x}_j \cdots)_{j\in \mathbf{A}}\end{equation}$$

其中符号

sj=±1
$s_j = \pm 1$。定义

GA=XTAXA
$G_\mathbf{A}=X_\mathbf{A}^{T}X_\mathbf{A}$，以及

AA=(1TAG−1A1A)−1/2
$A_\mathbf{A}=(1_\mathbf{A}^T G_\mathbf{A}^{-1} 1_\mathbf{A})^{-1/2}$。其中

1A
$1_\mathbf{A}$表示全1向量，长度和

A
$\mathbf{A}$中的元素个数一样。对于

XA
$X_\mathbf{A}$的角平分线方向上的单位向量

uA
$u_\mathbf{A}$可以表示为：

$$\begin{equation}u_\mathbf{A} = X_\mathbf{A}w_\mathbf{A},\quad w_\mathbf{A}=A_\mathbf{A}G_\mathbf{A}^{-1}1_\mathbf{A}\end{equation}$$

使得和每一个

xj
$\text{x}_j$都有相同的角度（小于90度），并且

$$\begin{equation}X_{\mathbf{A}}^{T}u_\mathbf{A} = A_\mathbf{A}1_\mathbf{A}, and \quad \|u_\mathbf{A}\|^2=1\end{equation}$$

上面的可以当做结论，可以跳过证明部分。
证明:
1、首先$u_\mathbf{A}$肯定可以表示成$X_{\mathbf{A}}$的线性组合形式$u_\mathbf{A} = X_{\mathbf{A}}w_\mathbf{A}$,这里向量$w_\mathbf{A}$还是未知的；
2、$u_\mathbf{A}$平分$X_{\mathbf{A}}$，也就是说

$$\begin{equation}X_{\mathbf{A}}^{T}u_\mathbf{A} = X_{\mathbf{A}}^{T}X_{\mathbf{A}}w_\mathbf{A}=z\cdot 1_\mathbf{A}\end{equation}$$

其中

z
$z$是一个常数，则



wA=z(XTAXA)−11A

$w_\mathbf{A} = z(X_{\mathbf{A}}^{T}X_{\mathbf{A}})^{-1}1_\mathbf{A}$；并且

∥uA∥2=1
$\|u_\mathbf{A}\|^2=1$，所以

$$\begin{equation}z^21_\mathbf{A}^{T}(X_{\mathbf{A}}^{T}X_{\mathbf{A}})^{-1}X_{\mathbf{A}}^{T}X_{\mathbf{A}}(X_{\mathbf{A}}^{T}X_{\mathbf{A}})^{-1}1_\mathbf{A} = 1\\z=(1_\mathbf{A}^T (X_{\mathbf{A}}^{T}X_{\mathbf{A}})^{-1} 1_\mathbf{A})^{-1/2}\end{equation}$$

得证。

好，接下来可以给出LARS的统一过程了。

假设当前步骤下LARS的预测结果是$\hat{\mu}_{\mathbf{A}}$，所以要求当前的相关系数：

$$\begin{equation}\hat{c}=c(\hat{\mu}_{\mathbf{A}})=X'(\text{y}-\hat{\mu}_{\mathbf{A}})\end{equation}$$

集合

A
${\mathbf{A}}$是其中拥有最大（绝对值）相关系数的维度的标号集合。

$$\begin{equation}\hat{C}=\max_j\{|\hat{c}_j|\}\quad and \quad \mathbf{A}=\{j:|\hat{c}_j|=\hat{C}\}\end{equation}$$

根据之前分析的，我们可以计算出

$$\begin{equation}X_{\mathbf{A}}=(\cdots s_j \text{x}_j \cdots)_{j\in \mathbf{A}}\end{equation}$$

$$\begin{equation}A_\mathbf{A}=(1_\mathbf{A}^T G_\mathbf{A}^{-1} 1_\mathbf{A})^{-1/2},\quad G_\mathbf{A}=X_\mathbf{A}^{T}X_\mathbf{A}\end{equation}$$

$$\begin{equation}u_\mathbf{A} = X_\mathbf{A}w_\mathbf{A},\quad w_\mathbf{A}=A_\mathbf{A}G_\mathbf{A}^{-1}1_\mathbf{A}\end{equation}$$

同时定义:

$$\begin{equation}a=X'u_\mathbf{A}\end{equation}$$

那么下一步LARS更新$\hat{\mu}_{\mathbf{A}}$会采用:

$$\begin{equation}\hat{\mu}_{\mathbf{A_+}}=\hat{\mu}_{\mathbf{A}}+\hat{\gamma}u_\mathbf{A}\end{equation}$$

$$\begin{equation}\hat{\gamma} = \min{_{j\in\mathbf{A}^c}^{+}}\left\{\frac{\hat{C}-\hat{c}_j}{A_{\mathbf{A}}-a_j},\frac{\hat{C}+\hat{c}_j}{A_{\mathbf{A}}+a_j} \right\}.\end{equation}$$

其中$\min^+$表示取正数部分的最小值，并且会把这个最小$\hat{\gamma}$值对应的$\hat{j}$这个维度加入到选出来的特征维度集合$\mathbf{A}$了。新的active set是$\mathbf{A}_+=A\cup \{\hat{j}\}$。

证：
如果当前步骤下LARS的预测结果是$\hat{\mu}_{\mathbf{A}}$，那么下步之后的预测（会加进一个维度j）就是

$$\begin{equation}{\mu(\gamma)}=\hat{\mu}_{\mathbf{A}}+{\gamma}u_\mathbf{A}\end{equation}$$

其中$\gamma > 0$，那么这个时候$X$所有维度$x_j$的相关系数就是

$$\begin{equation}c_j(\gamma )=x_{j}^T(\text{y}-\mu(\gamma))=x_{j}^T(\text{y}-(\hat{\mu}_{\mathbf{A}}+{\gamma}u_\mathbf{A}))=\hat{c}_j - \gamma a_j\end{equation}$$

如果$j\in \mathbf{A}$（在当前已选的集合里），那么，

$$\begin{equation}|c_j(\gamma )| = \hat{C} - \gamma (X_{\mathbf{A}}^TX_{\mathbf{A}}w_{\mathbf{A}})_j=\hat{C} - \gamma A_{\mathbf{A}}\end{equation}$$

从前面的$A_\mathbf{A}=(1_\mathbf{A}^T G_\mathbf{A}^{-1} 1_\mathbf{A})^{-1/2}$可以知道$A_{\mathbf{A}} >0$，也就是说所有之前挑选出来的维度的相关系数（最大的相关系数）都等值地进行衰减（因为往${u}_{\mathbf{A}}$走了一步，所以减去一个小的正值$\gamma A_{\mathbf{A}}$）。

这个时候，对于那些$j\in \mathbf{A}^c$的维度，如果要把一个j也加到$\mathbf{A}$里面，就要$c_j(\gamma )=\hat{c}_j - \gamma a_j = \hat{C} - \gamma A_{\mathbf{A}}$，此时可以算出一个$\gamma$；当然也可能相关系数是负的，所以$\hat{c}_j - \gamma a_j = -(\hat{C} - \gamma A_{\mathbf{A}})$，此时也可以算出一个$\gamma$；所以实际上我们是取上面两个$\gamma$中的较小值，同时，对所有$j\in \mathbf{A}^c$都要做check取出一个最小的$\hat{\gamma}$，

$$\begin{equation}\hat{\gamma} = \min{_{j\in\mathbf{A}^c}^{+}}\left\{\frac{\hat{C}-\hat{c}_j}{A_{\mathbf{A}}-a_j},\frac{\hat{C}+\hat{c}_j}{A_{\mathbf{A}}+a_j} \right\}.\end{equation}$$

这个最小$\hat{\gamma}$值对应的$\hat{j}$这个维度就可以被加入到选出来的特征维度集合$\mathbf{A}$了。新的active set是$\mathbf{A}_+=A\cup \{\hat{j}\}$。最大（绝对值）相关系数是$\hat{C} - \hat{\gamma} A_{\mathbf{A}}$。

得证。

图3

图3是LARS的特征变化图，和图1类比，发现三种方法的结果看起来几乎都差不多，事实上他们也确实产生类似的稀疏系数。（关于LARS如何改造成LASSO可以参考[1]和[3]的先关章节，稍作修改即可，本文等后面有时间再补。）图3右图画的是相关系数的绝对值数值大小随着迭代选择的步数k的变化，

$$\begin{equation}|\hat{c}_{kj}|=|x_j'(\text{y} - \hat{\mu}_{k-1})|\end{equation}$$

可以看到不同的维度一旦被选择后就会一起衰减了，前面已经讨论过。

在LARS过程中，我们每一步都可以直接得到预测值$\hat{\mu}_{\mathbf{A}}$，不过如果我们希望得到$\hat{\mu}_{\mathbf{A}}=X\hat{\beta}_{\mathbf{A}}$中稀疏的$\hat{\beta}_{\mathbf{A}}$（只有选出来的维度非零）。应该这么做呢？假设我们当前的$\hat{\beta}_{\mathbf{A}}$是已知了的，根据前面的讨论，下一步是

$$\begin{equation}\hat{\mu}_{\mathbf{A_+}}=\hat{\mu}_{\mathbf{A}}+\hat{\gamma}u_\mathbf{A}=X\hat{\beta}_{\mathbf{A}} + \hat{\gamma}X_{\mathbf{A}}w_{\mathbf{A}}=X(\hat{\beta}_{\mathbf{A}} + \hat{\gamma}\delta_{\mathbf{A}})\end{equation}$$

其中$\delta_{\mathbf{A}}$是吧$w_{\mathbf{A}}$从$|{\mathbf{A}}|$长扩展成m维度长——把$j\in \mathbf{A}$位置的元素用$w_{\mathbf{A}}$中相应元素，其余位置补零。这样就得到了下一步的稀疏系数应该是$\hat{\beta}_{\mathbf{A}} + \hat{\gamma}\delta_{\mathbf{A}}$。

这一篇就写到这里，描述了两种和lasso相关性强的特征选择方法，都可以产生稀疏的结果。尤其是LARS，每次选择都可以最优策略地加进一个维度，使得最多m步就可以结束算法。本系列到目前为止的（一）（二）（三）都和线性回归相关，线性回归三部曲到这里就暂告段落；接下来准备写一下决策树、逻辑回归等基础。加油加油！

参考资料
[1] Bradley Efron，Least Angle Regression
[2] dengcai， Unsupervised Feature Selection for Multi-cluster Data，KDD2010
[3] The Elements of Statistical Learning