logistic回归为什么采用sigmoid函数——从广义线性函数推导

Logistic回归基本形式

回归形式如下：
$y=\frac{1}{1+e^{-{\beta }^{T}X}}$

我们知道，当y正态分布时，有$y={\beta }^{T}X$。但这只适用于y是个连续变量。当y是一个0-1变量，就不再服从正态分布。

对于二值变量，一般认为服从二项分布，即伯努利分布，y的概率分布函数服从：
$f(y,p)=p^y(1-p{)}^{1-y}$，其中y=1发生的概率为p。

为什么采用sigmoid函数？

对于二值因变量，是否可以继续使用线性函数表示y和x之间的关系？取决于研究的需求。

在计量经济学中，若仅仅要对y和x之间的关系进行拟合，则使用LPM模型，即仍采用线性回归中的$y={\beta }^{T}X$，也是一种可行措施，只是这样会违背高斯马尔科夫定理中的残差项正态性与同方差性，从而影响参数估计量的方差，从而影响假设检验的准确性。

而在机器学习中，一般要解决的问题是根据x的值对y做预测。用LPM模型的问题是预测的Y可能会超出其实际的（0,1）区间，因此不能用这个模型。

一个直观的解决方式是，构造一个函数g(y)，使$g(y)\subset (0,1)$。

一般机器学习讲logistic回归的教材由此会得出结论，需要采用sigmoid函数形式：$g(y)=\frac{1}{1+e^{-y}}$。但满足上述条件的函数形式很多，为什么一定要采取sigmoid函数形式呢？

对此，网上有很多说法，最常说的是这是从广义线性模型中推导出来的。但这种说法其实并不很准确。实际上这种函数形式并不是推导出来的，仅仅是构造出来的。

首先，若要令$g(y)\subset (0,1)$，$g(y)$确实可以取多种不同的函数，不仅可以是sigmoid，也可以是正态分布函数的累积分布函数等。使用后者就构造出了计量经济学中常用的probit模型。也就是说，只要这个$g(y)$满足以下条件：值域$\subset (0,1)$；连续且存在反函数即可用来构造二值因变量模型。logistic回归仅为其中的一种。

那么，logistic回归为何在机器学习中经常提及呢？它有什么好的性质呢？简单的说，是因为它能让对模型的估计过程最简单。

广义线性模型

为何要提出？

可以认为，最开始提出的模型是线性回归模型。但可以发现，很多问题并不能用线性回归解决。因此，要对线性模型做一个扩展。一个自然的思路是，对线性函数中的每个y值找一个非线性函数上的映射g(y)。这样，当g(y)=y时，该模型就是线性回归模型（一个好的扩展模型应当可以包含之前的基础模型）。我们知道，描述一个变量，最重要的就是确定它的分布函数，那么，是不是对于所有分布形式的y，我们都可以找到一个这样的映射呢？

首先，对于大部分实际问题，y也就大概这几种分布：Gaussian(normal), Bernoulli, binomial, Poisson, gamma等。因此，我们可以先集中讨论这些常见分布的映射。

指数分布族

R. A. Fisher提出了一个将这些常见分布形式统一的分布函数，又称为“指数分布族”，形式如下：

其中，$\theta$是函数中的canonical parameter（也有版本称为natural parameter），$\varphi$是函数中的dispersion parameter。有的分布函数，如Bernoulli分布，只有一个natural parameter，则简化式就是把上式中含$\varphi$的两项都去掉。

指数分布族的重要性在于，这个一般分布函数的均值和方差与其中的某项有着固定的关系。因此，当某个分布函数化成这个一般形式后，就可以直接得出其均值和方差。

具体的说，$b^{{}^{\prime }}(\theta )=E(Y|X)=\mu$; $a(\varphi )b^{{}^{\prime \prime }}(\theta )=var(Y|X)$
由上述可以得到$\theta =g_c(\mu )$，则$b^{{}^{\prime }}(x)$和$g_c(x)$互为反函数。

以y服从Bernoulli分布为例，以下是Bernoulli分布函数：
$f(y)=p^y(1-p{)}^{1-y}$, $(y=0,1)$
由数学期望公式可以推得$E(Y|X)=\mu =p$
将该函数化成前述指数分布族形式，将每项对应起来，由于分布函数中只有一个参数，故指数分布函数中也只保留自然参数，则有：
$\theta =ln(\frac{p}{1-p})$，$b(\theta )=ln(1-p)$

广义线性模型结构

广义线性模型（GLM）是一个基于线性回归的抽象模型。

GLM由以下3个部分组成：
random component：即y的概率密度函数
linear predictor $\eta$：$\eta ={\beta }^{T}X$
link function $g(\cdot )$: 将$\eta$和y的期望值联系起来的函数，$g(E(Y))=\eta$

后来有人对GLM进行了扩展，构造了Generalized additive models（广义相加模型），是基于非线性模型，也就是说，$\eta$不再是一个标准的线性回归模型，而是：

结合本文要解决的问题（为线性回归的y找一个非线性的映射），实际上我们就是要使用GLM模型的思想构造一个link function $g(\cdot )$，使$E(Y|X)\subset (0,1)$。则有$E(Y|X)=f({\beta }^{T}X)$，其中$f(\cdot )$和$g(\cdot )$互为反函数。

构造link function的思路

已知条件是二值变量的概率密度函数 $p(y;\theta )$ 。这是一个关于y和参数 $\theta$ 的函数，而我们最终的目标是要构造$E(Y|X)=f({\beta }^{T}X)$，即要将y和x联系起来。
由前述指数分布族中的内容，
$\theta =ln(\frac{p}{1-p})$
可推出：$p=\frac{1}{1+e^{-\theta }}$
结合bern分布的性质有 $E(Y|X)=p=\frac{1}{1+e^{-\theta }}$
且因为是由bern分布推导出，故一定满足$E(Y|X)\subset (0,1)$
至此，一个直观的思路是，我们可以将上述步骤中的参数 $\theta$ 令为${\beta }^{T}X$，即令$\theta =\eta ，$就可以构造出一个令$E(Y|X)\subset (0,1)$的函数$f(\cdot )$，即$E(Y|X)=\frac{1}{1+e^{{\beta }^{T}X}}$

可以将这一思路进一步扩展。对于其他指数分布族的函数，当构造其link function时候，都可以令$\theta =\eta$。因为前述GLM的性质，$E(Y|X)=b^{{}^{\prime }}(\theta )$，则有$E(Y|X)=b^{{}^{\prime }}(\eta )=b^{{}^{\prime }}({\beta }^{T}X)$
这样，就可以看出，$b^{{}^{\prime }}(\cdot )$是link function的反函数$f(\cdot )$
这样构造出的$f(\cdot )$的反函数即是canonical link function。这样的函数形式可以让估计GLM中参数时的式子更简单，证明见下面内容。

极大似然法估计GLM

求导过程就直接引用文献，不重复造轮子了。


还有一部分定义没截出来，式15.18中$v(\mu )=b^{{}^{\prime \prime }}(\theta )$。
由前述指数分布族性质，$E(Y|X)=\mu =b^{{}^{\prime }}(\theta )$。若构造的是canonical link function，则$\eta =\theta$，因此15.18第二个因子可以化成$b^{{}^{\prime \prime }}(\theta )$。
综上，15.18可以简化为：

可以看到，上式的左边是一个含Y实际值式子的和，右边是含Y期望值式子的和。$\mu =b^{{}^{\prime }}(\eta )$，因此，实际上是解令$F(\beta )=0$的时的矩阵$\beta$。虽然这个形式已经很简化了，但F仍然是一个非线性函数。一般需要用迭代法找出其零点。

从这里就可以看出，若构造的不是canonical link function，最终要求解的$F(\cdot )$形式不会有上面这样简单，因而迭代起来速度更慢。

个人理解，这也是为什么机器学习中一般对二值因变量构造预测模型只会提logistic regression而不提probit模型的原因。但在计量经济学中，因为经济学家倾向于认为$\eta ={\beta }^{T}X$中的$\eta$呈正态分布，而probit模型中对link function的假设可以满足这一条件，因此在计量中，用Probit模型一般更多。