第九讲：因子分析（Factor analysis）

如果有一个多个高斯模型混合（a mixture of several Gaussians）而来的数据集 $x^{(i)} ∈ R^n$ ，那么就可以用期望最大化算法（EM algorithm）来对这个混合模型（mixture model）进行拟合。这种情况下，对于有充足数据（sufficient data）的问题，我们通常假设可以从数据中识别出多个高斯模型结构（multiple-Gaussian structure）。例如，如果我们的训练样本集合规模（training set size） m 远远大于（significantly larger than）数据的维度（dimension） n，就符合这种情况。
然后来考虑一下反过来的情况，也就是 n 远远大于 m，即 n ≫ m。在这样的问题中，就可能用单独一个高斯模型来对数据建模都很难，更不用说多个高斯模型的混合模型了。由于 m 个数据点所张开（span）的只是一个 n 维空间 $R^n$ 的低维度子空间（low-dimensional subspace），如果用高斯模型（Gaussian）对数据进行建模，然后还是用常规的最大似然估计（usual maximum likelihood estimators）来估计（estimate）平均值（mean）和方差（covariance），得到的则是：

$\begin{aligned} \mu&=\frac1m\sum_{i=1}^mx^{(i)}\\ \Sigma&=\frac1m\sum_{i=1}^m(x^{(i)}-\mu)(x^{(i)}-\mu)^T, \end{aligned}$

我们会发现这里的 $Σ$ 是一个奇异（singular）矩阵。这也就意味着其逆矩阵 $Σ^{−1}$ 不存在，而 $1/|Σ|^{1/2} = 1/0$。 但这几个变量都还是需要的，要用来计算一个多元高斯分布（multivariate Gaussian distribution）的常规密度函数（usual density）。还可以用另外一种方法来讲述清楚这个难题，也就是对参数（parameters）的最大似然估计（maximum likelihood estimates）会产生一个高斯分布（Gaussian），其概率分布在由样本数据¹所张成的仿射空间（affine space）中，对应着一个奇异的协方差矩阵（singular covariance matrix）。

通常情况下，除非 m 比 n 大出相当多（some reasonable amount），否则最大似然估计（maximum likelihood estimates）得到的均值（mean）和方差（covariance）都会很差（quite poor）。尽管如此，我们还是希望能用已有的数据，拟合出一个合理（reasonable）的高斯模型（Gaussian model），而且还希望能识别出数据中的某些有意义的协方差结构（covariance structure）。那这可怎么办呢？

在接下来的这一部分内容里，我们首先回顾一下对 $Σ$ 的两个可能的约束（possible restrictions），这两个约束条件能让我们使用小规模数据来拟合 $Σ$，但都不能就我们的问题给出让人满意的解（satisfactory solution）。然后接下来我们要讨论一下高斯模型的一些特点，这些后面会用得上，具体来说也就是如何找到高斯模型的边界和条件分布。最后，我们会讲一下因子分析模型（factor analysis model），以及对应的期望最大化算法（EM algorithm）。

1 $Σ$ 的约束条件（Restriction）

如果我们没有充足的数据来拟合一个完整的协方差矩阵（covariance matrix），就可以对矩阵空间 $Σ$ 给出某些约束条件（restrictions）。例如，我们可以选择去拟合一个对角（diagonal）的协方差矩阵 $Σ$。这样，读者很容易就能验证这样的一个协方差矩阵的最大似然估计（maximum likelihood estimate）可以由对角矩阵（diagonal matrix） $Σ$ 满足：

$\begin{aligned} \Sigma_{jj}=\frac1m\sum_{i=1}^m(x^{(i)}_j-\mu_j)^2. \end{aligned}$

因此， $Σ_{jj}$ 就是对数据中第 j 个坐标位置的方差值的经验估计（empirical estimate）。

回忆一下，高斯模型的密度的形状是椭圆形的。对角线矩阵 $Σ$ 对应的就是椭圆长轴（major axes）对齐（axis- aligned）的高斯模型。

有时候，我们还要对这个协方差矩阵（covariance matrix）给出进一步的约束，不仅设为对角的（major axes），还要求所有对角元素（diagonal entries）都相等。这时候，就有 $Σ = σ^2I$，其中 $σ^2$ 是我们控制的参数。对这个 $σ^2$ 的最大似然估计则为：

$\begin{aligned} \sigma^2=\frac1{mn}\sum_{j=1}^n\sum_{i=1}^m(x^{(i)}_j-\mu_j)^2. \end{aligned}$

这种模型对应的是密度函数为圆形轮廓的高斯模型（在二维空间也就是平面中是圆形，在更高维度当中就是球（spheres）或者超球体（hyperspheres））。

如果我们对数据要拟合一个完整的，不受约束的（unconstrained）协方差矩阵 $Σ$，就必须满足 $m ≥ n + 1$，这样才使得对 $Σ$ 的最大似然估计不是奇异矩阵（singular matrix）。在上面提到的两个约束条件之下，只要 $m ≥ 2$，我们就能获得非奇异的（non-singular） $Σ$。

然而，将 $Σ$ 限定为对角矩阵，也就意味着对数据中不同坐标（coordinates）的 $x_i$， $x_j$建模都将是不相关的（uncorrelated），且互相独立（independent）。通常，还是从样本数据里面获得某些有趣的相关信息结构比较好。如果使用上面对 $Σ$ 的某一种约束，就可能没办法获取这些信息了。在本章讲义里面，我们会提到因子分析模型（factor analysis model），这个模型使用的参数比对角矩阵 $Σ$ 更多，而且能从数据中获得某些相关性信息（captures some correlations），但也不能对完整的协方差矩阵（full covariance matrix）进行拟合。

2 多重高斯模型（Gaussians ）的边界（Marginal）和条件（Conditional）

在讲解因子分析（factor analysis）之前，我们要先说一下一个联合多元高斯分布（joint multivariate Gaussian distribution）下的随机变量（random variables）的条件（conditional）和边界（marginal）分布（distributions）。

假如我们有一个值为向量的随机变量（vector-valued random variable）：

$\begin{aligned} x=\begin{bmatrix} x_1\\x_2\end{bmatrix} \end{aligned}$

其中 $x_1 ∈ R^r$, $x_2 ∈ R^s$，因此 $x ∈ R^{r+s}$。设 $x ∼ N(μ,Σ)$, 即以 $μ$ 和 $Σ$ 为参数的正态分布，则这两个参数为：

$\begin{aligned} \mu=\begin{bmatrix} \mu_1\\\mu_2\end{bmatrix},\Sigma=\begin{bmatrix} \Sigma_{11}&\Sigma_{12}\\\Sigma_{21}&\Sigma_{22}\end{bmatrix}. \end{aligned}$

其中， $μ_1 ∈ R^r$, $μ_2 ∈ R^s$, $Σ_{11} ∈ R^{r×r}$, $Σ_{12} ∈ R^{r×s}$，以此类推。由于协方差矩阵（covariance matrices）是对称的（symmetric），所以有 $Σ_{12} = Σ^T_{21}$.

基于我们的假设， $x_1$ 和 $x_2$ 是联合多元高斯分布(jointly multivariate Gaussian)。 那么 $x_1$ 的边界分布是什么？不难看出 $x_1$ 的期望 $E[x_1] = μ1$ ，而协方差 $Cov(x_1) = E[(x_1 − μ_1)(x_1 − μ_1)] = Σ_{11}$ 。接下来为了验证后面这一项成立，要用 $x_1$ 和 $x_2$的联合方差的概念：

$\begin{aligned} Cov(x)&=\Sigma\\ &=\begin{bmatrix} \Sigma_{11}&\Sigma_{12}\\\Sigma_{21}&\Sigma_{22}\end{bmatrix}\\ &=E[(x-\mu)(x-\mu)^T]\\ &=E\begin{bmatrix}\binom{x_1 − μ_1}{x_1 − μ_1} \binom{x_1 − μ_1}{x_1 − μ_1} ^T\end{bmatrix}\\ &=E\begin{bmatrix}(x_1 − μ_1)(x_1 − μ_1)^T&(x_1 − μ_1)(x_2 − μ_2)^T\\ (x_2 − μ_2)(x_1 − μ_1)^T&(x_2 − μ_2)(x_2 − μ_2)^T\end{bmatrix}. \end{aligned}$

在上面的最后两行中，匹配（Matching）矩阵的左上方子阵（upper-left sub blocks），就可以得到结果了。

高斯分布的边界分布（marginal distributions）本身也是高斯分布，所以我们就可以给出一个正态分布 $x_1 ∼ N (μ_1, Σ_{11})$ 来作为 $x_1$ 的边界分布（marginal distributions）。

此外，我们还可以提出另一个问题，给定 $x_2$ 的情况下 $x_1$ 的条件分布是什么呢？通过参考多元高斯分布的定义，就能得到这个条件分布 $x_1|x_2 ∼ N (μ_{1|2}, Σ_{1|2})$为：

$\begin{aligned} \mu_{1|2}&= \mu_1+\Sigma_{12}\Sigma^{-1}_{22}(x_2-\mu_2)\tag{1}\\ \Sigma_{1|2}&=\Sigma_{11}-\Sigma_{12}\Sigma_{22}^{-1}\Sigma_{21} \end{aligned}$

在下一节对因子分析模型（factor analysis model）的讲解中，上面这些公式就很有用了，可以帮助寻找高斯分布的条件和边界分布（conditional and marginal distributions）。

3 因子分析模型（Factor analysis model）

在因子分析模型（factor analysis model）中，我们制定在 (x, z) 上的一个联合分布，如下所示，其中 $z ∈ R^k$ 是一个潜在随机变量（latent random variable）：

$\begin{aligned} z&\thicksim N(0,I)\\ x|z&\thicksim N(\mu +\varLambda z,\varPsi ) \end{aligned}$

上面的式子中，我们这个模型中的参数是向量 $μ ∈ R^n$ ，矩阵 $Λ ∈ R^{n×k}$，以及一个对角矩阵 $Ψ ∈ R^{n×n}$。k 的值通常都选择比 n 小一点的。

这样，我们就设想每个数据点 $x^{(i)}$ 都是通过在一个 $k$ 维度的多元高斯分布 $z^{(i)}$ 中取样获得的。然后，通过计算 $μ+Λz^{(i)}$，就可以映射到实数域 $R^n$ 中的一个 $k$ 维仿射空间（k-dimensional affine space），在 $μ + Λz^{(i)}$ 上加上协方差 $Ψ$ 作为噪音，就得到了 $x^{(i)}$。

反过来，咱们也就可以来定义因子分析模型（factor analysis model），使用下面的设定：

$\begin{aligned} z&\thicksim N(0,I)\\ \epsilon&\thicksim N(0,\varPsi )\\ x&=\mu+\varLambda z+\epsilon \end{aligned}$

其中的 $ε$ 和 $z$ 是互相独立的。

然后咱们来确切地看看这个模型定义的分布（distribution our）。其中，随机变量 $z$ 和 $x$ 有一个联合高斯分布（joint Gaussian distribution）：

$\begin{aligned} \begin{bmatrix} x_1\\x_2\end{bmatrix}\thicksim N(\mu_{zx},\Sigma). \end{aligned}$

然后咱们要找到 $μ_{zx}$ 和 $Σ$.

我们知道 $z$ 的期望 $E[z] = 0$，这是因为 $z$ 服从的是均值为 0 的正态分布 $z ∼ N(0,I)$。 此外我们还知道：

$\begin{aligned} E[x]&= E[\mu +\varLambda z,\epsilon ]\\ &=\mu+\varLambda E[z]+E[\epsilon]\\ &=\mu\end{aligned}$

综合以上这些条件，就得到了：

$\begin{aligned} \mu_{zx}=\begin{bmatrix} \vec{0}\\\mu\end{bmatrix} \end{aligned}$

下一步就是要找出 $Σ$，我们需要计算出 $Σ_{zz} = E[(z − E[z])(z − E[z])^T ]$（矩阵 $Σ$ 的左上部分（upper-left block））， $Σ_{zx} = E[(z − E[z])(x − E[x])^T ]$（右上部分(upper-right block)），以及 $E[(x − E[x])(x − E[x])^T ]$ （右下部分(lower-right block)）。

由于 $z$ 是一个正态分布 $z ∼ N (0, I)$，很容易就能知道 $Σ_{zz} = Cov(z) = I$。另外：

$\begin{aligned} E[(z−E[z])(x−E[x])^T ]&=E[z(\mu+\varLambda z+\epsilon-\mu)^T] \\ &=E[zz^T]\varLambda^T+E[z\epsilon^T]\\&=\varLambda^T \end{aligned}$

在上面的最后一步中，使用到了结论 $E[zz^T ] = Cov(z)$（因为 z 的均值为 0），而且 $E[zε^T ] = E[z]E[ε^T ] = 0）$（因为 $z$ 和 $ε$ 相互独立，因此乘积（product）的期望（expectation）等于期望的乘积）。

同样的方法，我们可以用下面的方法来找到 $Σ_{xx}$：

$\begin{aligned} E[(x−E[x])(x−E[x])^T ]&=E[(\mu+\varLambda z+\epsilon-\mu)(\mu+\Lambda z+\epsilon-\mu)^T] \\ &=E[\Lambda zz^T\varLambda^T+\epsilon z^T\Lambda^T+\Lambda z\epsilon ^T + \epsilon \epsilon ^T]\\&=\Lambda E[zz^T]\Lambda^T+E[\epsilon\epsilon^T]\\&=\Lambda\Lambda^T+\Psi. \end{aligned}$

把上面这些综合到一起，就得到了：

$\begin{aligned} \begin{bmatrix} z\\x\end{bmatrix}\thicksim N\left(\begin{bmatrix} \vec{0}\\\mu\end{bmatrix},\begin{bmatrix} I &\Lambda^T\\\Lambda & \Lambda\Lambda^T+\Psi\end{bmatrix}\right).\tag{3} \end{aligned}$

因此，我们还能发现 $x$ 的边界分布（marginal distribution）为 $x ∼ N(μ,ΛΛ^T +Ψ)$。所以，给定一个训练样本集合 $\{x^{(i)}; i = 1, ..., m\}$，参数（parameters）的最大似然估计函数的对数函数（log likelihood），就可以写为：

$\begin{aligned} \ell(\mu,\Lambda,\Psi)=\log\prod_{i=1}^m\frac{1}{(2\pi)^{n/2}|\Lambda\Lambda^T+\Psi|}\exp\left( -\frac12(x^{(i)}-\mu)^T(\Lambda\Lambda^T+\Psi)^{-1}(x^{(i)}-\mu)\right) \end{aligned}$

为了进行最大似然估计，我们就要最大化上面这个关于参数的函数。但确切地对上面这个方程式进行最大化，是很难的，不信你自己试试哈，而且我们都知道没有算法能够以封闭形式（closed-form）来实现这个最大化。所以，我们就改用期望最大化算法（EM algorithm）。下一节里面，咱们就来推导一下针对因子分析模型（factor analysis）的期望最大化算法（EM）。

4 针对因子分析模型（factor analysis）的期望最大化算法（EM）

$E-step$ 步骤的推导很简单。只需要计算出来 $Q_i(z^{(i)}) = p(z^{(i)}|x^{(i)}; μ, Λ, Ψ)$。把等式(3) 当中给出的分布代入到方程（1-2），来找出一个高斯分布的条件分布，我们就能发现 $z^{(i)}|x^{(i)}; μ, Λ, Ψ ∼ N (μ_{z^{(i)}|x^{(i)}} , Σ_{z^{(i)}|x^{(i)}} )$，其中：

$\begin{aligned} μ_{z^{(i)}|x^{(i)}}&=\Lambda ^T(\Lambda\Lambda^T+\Psi)^{-1}(x^{(i)}-\mu),\\ \Sigma_{z^{(i)}|x^{(i)}}&=I-\Lambda ^T(\Lambda\Lambda^T+\Psi)^{-1}\Lambda. \end{aligned}$

所以，通过对 $μ_{z^{(i)}|x^{(i)}}$ 和 $\Sigma_{z^{(i)}|x^{(i)}}$,进行这样的定义，就能得到：

$\begin{aligned} Q_i(z^{(i)})=\frac{1}{(2\pi)^{k/2}|\Sigma_{z^{(i)}|x^{(i)}}|^{1/2}}\exp\left( -\frac12(z^{(i)}-μ_{z^{(i)}|x^{(i)}})^T\Sigma_{z^{(i)}|x^{(i)}}^{-1}(z^{(i)}-μ_{z^{(i)}|x^{(i)}})\right) \end{aligned}$

接下来就是 $M-step$ 步骤了。这里需要去最大化下面这个关于参数 $μ, Λ, Ψ$ 的函数值：

$\begin{aligned} \sum_{i=1}^m\int_{z^{(i)}}Q_i(z^{(i)})\log\frac{p(x^{(i)},z^{(i)}; μ, Λ, Ψ)}{Q_i(z^{(i)})}dz^{(i)}\tag{4} \end{aligned}$

我们在本文中仅仅对 $Λ$ 进行优化，关于 $μ$ 和 $Ψ$ 的更新就作为练习留给读者自己进行推导了。

把等式(4) 简化成下面的形式：
$\begin{aligned} \sum_{i=1}^m&\int_{z^{(i)}}Q_i(z^{(i)})[\log{p(x^{(i)}|z^{(i)}; μ, Λ, Ψ)}+\log p(z^{(i)}-\log Q_i(z^{(i)}){Q_i(z^{(i)})}]dz^{(i)} \\&=\sum_{i=1}^mE_{z^{(i)}\thicksim Q_i}[\log p(x^{(i)}|z^{(i)};\mu,\Lambda,\Psi)+\log p(z^{(i)})-\log{Q_i(z^{(i)})}] \end{aligned}$

上面的等式中，“ $z^{(i)} ∼ Q_i$” 这个下标（subscript），表示的意思是这个期望是关于从 $Q_i$ 中取得的 $z^{(i)}$ 的。在后续的推导过程中，如果没有歧义的情况下，我们就会把这个下标省略掉。删除掉这些不依赖参数的项目后，我们就发现只需要最大化：

$\begin{aligned} \sum_{i=1}^m&E[\log p(x^{(i)}|z^{(i)};\mu,\Lambda,\Psi)]\\ &=\sum_{i=1}^mE\left[\log\frac{1}{(2\pi)^{n/2}|\Psi|^{1/2}}\exp\left( -\frac12(x^{(i)}-μ-\Lambda z^{(i)})^T\Psi^{-1}(x^{(i)}-μ-\Lambda z^{(i)})\right)\right]\\ &=\sum_{i=1}^mE\left[-\frac12\log|\Psi|-\frac n2\log(2\pi)-\frac12(x^{(i)}-μ-\Lambda z^{(i)})^T\Psi^{-1}(x^{(i)}-μ-\Lambda z^{(i)})\right] \end{aligned}$

我们先对上面的函数进行关于 $Λ$ 的最大化。可见只有最后的一项依赖 $Λ$。求导数，同时利用下面几个结论： $tr a = a (for a ∈ R), tr AB = tr BA, ∇_Atr ABA^T C = CAB + C^T AB$，就能得到：

$\begin{aligned} \nabla_\Lambda&\sum_{i=1}^m-E\left[ \frac12(x^{(i)}-μ-\Lambda z^{(i)})^T\Psi^{-1}(x^{(i)}-μ-\Lambda z^{(i)})\right]\\ &=\sum_{i=1}^m\nabla_\Lambda E\left[ -tr\frac12{z^{(i)}}^T\Lambda^T\Psi^{-1}\Lambda z^{(i)}+tr{z^{(i)}}^T\Lambda^T\Psi^{-1}(x^{(i)}-μ)\right]\\ &=\sum_{i=1}^m\nabla_\Lambda E\left[ -tr\frac12\Lambda^T\Psi^{-1}\Lambda z^{(i)}{z^{(i)}}^T+tr\Lambda^T\Psi^{-1}(x^{(i)}-μ){z^{(i)}}^T\right]\\ &=\sum_{i=1}^mE\left[ -\Psi^{-1}\Lambda z^{(i)}{z^{(i)}}^T+\Psi^{-1}(x^{(i)}-μ){z^{(i)}}^T\right] \end{aligned}$

设置导数为 0，然后简化，就能得到：

$\begin{aligned} \sum_{i=1}^m\Lambda E_{z^{(i)}\thicksim Q_i}[z^{(i)}{z^{(i)}}^T]=\sum_{i=1}^m(x^{(i)}-μ)E_{z^{(i)}\thicksim Q_i}[{z^{(i)}}^T] \end{aligned}$

接下来，求解 $Λ$，就能得到：

$\begin{aligned} \Lambda=\left(\sum_{i=1}^m(x^{(i)}-μ)E_{z^{(i)}\thicksim Q_i}[{z^{(i)}}^T]\right)\left(\sum_{i=1}^mE_{z^{(i)}\thicksim Q_i}[z^{(i)}{z^{(i)}}^T]\right)^{-1} \end{aligned}$

有一个很有意思的地方需要注意，上面这个等式和用最小二乘线性回归（least squares regression）推出的正则方程（normal equation）有密切关系：

$\begin{aligned} “\theta^T=(y^TX)(X^TX)^{-1}” \end{aligned}$

与之类似，这里的 $x$ 是一个关于 $z$（以及噪音 noise）的线性方程。考虑在 $E-step$ 步骤中对 $z$ 已经给出了猜测，接下来就可以尝试来对与 $x$ 和 $z$ 相关的未知线性量（unknown linearity） $Λ$ 进行估计。接下来不出意料，我们就会得到某种类似正则方程的结果。然而，这个还是和利用对 $z$ 的“最佳猜测（best guesses）” 进行最小二乘算法有一个很大的区别的；这一点我们很快就会看到了。

为了完成 $M-step$ 步骤的更新，接下来我们要解出等式(7) 当中的期望值（values of the expectations）。由于我们定义 $Q_i$ 是均值（mean）为 $μ_{z^{(i)}|x^{(i)}}$，协方差（covariance）为 $\Sigma_{z^{(i)}|x^{(i)}}$ 的一个高斯分布，所以很容易能得到：

$\begin{aligned} E_{z^{(i)}\thicksim Q_i}[{z^{(i)}}^T]=μ_{z^{(i)}|x^{(i)}}^T \end{aligned}$

$\begin{aligned} E_{z^{(i)}\thicksim Q_i}[z^{(i)}{z^{(i)}}^T]=μ_{z^{(i)}|x^{(i)}}μ_{z^{(i)}|x^{(i)}}^T+\Sigma_{z^{(i)}|x^{(i)}} \end{aligned}$

上面第二个等式的推导依赖于下面这个事实：对于一个随机变量 $Y$，协方差 $Cov(Y ) = E[Y Y^ T ]−E[Y ]E[Y ]^T$ ，所以 $E[Y Y ^T ] = E[Y ]E[Y ]^T +Cov(Y)$。把这个代入到等式(7)，就得到了 $M-step$ 步骤中 Λ 的更新规则：

$\begin{aligned} \Lambda=\left(\sum_{i=1}^m(x^{(i)}-μ)μ_{z^{(i)}|x^{(i)}}^T\right)\left(\sum_{i=1}^mμ_{z^{(i)}|x^{(i)}}μ_{z^{(i)}|x^{(i)}}^T+\Sigma_{z^{(i)}|x^{(i)}}\right)^{-1} \end{aligned}$

上面这个等式中，要特别注意等号右边这一侧的 $\Sigma_{z^{(i)}|x^{(i)}}$。这是一个根据 $z^{(i)}$ 给出的 $x^{(i)}$ 后验分布（posterior distribution） $p(z^{(i)}|x^{(i)})$ 的协方差，而在 $M-step$ 步骤中必须要考虑到在这个后验分布中 $z^{(i)}$ 的不确定性（uncertainty）。推导 EM 算法的一个常见错误就是在 $E-step$ 步骤进行假设，只需要算出潜在随机变量（latent random variable） $z$ 的期望 $E[z]$，然后把这个值放到 $M-step$ 步骤当中 $z$ 出现的每个地方来进行优化（optimization）。当然，这能解决简单问题，例如高斯混合模型（mixture of Gaussians），在因子模型的推导过程中，就同时需要 $E[zz^T ] 和 E[z]$；而我们已经知道， $E[zz^T ]$ 和 $E[z]E[z]^T$ 随着 $Σz|x$ 而变化。因此，在 $M-step$ 步骤就必须要考虑到后验分布（posterior distribution） $p(z^{(i)}|x^{(i)})$中 z 的协方差（covariance）。

最后，我们还可以发现，在 $M-step$ 步骤对参数 $μ$ 和 $Ψ$ 的优化。不难发现其中的 $μ$ 为：

$\begin{aligned} \mu=\frac1m\sum_{i=1}^mx^{(i)} \end{aligned}$

由于这个值不随着参数的变换而改变（也就是说，和 $Λ$ 的更新不同，这里等式右侧不依赖 $Q_i(z^{(i)}) = p(z^{(i)}|x^{(i)}; μ, Λ, Ψ)$，这个 $Q_i(z^{(i)})$ 是依赖参数的），这个只需要计算一次就可以，在算法运行过程中，也不需要进一步更新。类似地，对角矩阵 $Ψ$ 也可以通过计算下面这个式子来获得：

$\begin{aligned} \Phi=\frac1m\sum_{i=1}^mx^{(i)}{x^{(i)}}^T-x^{(i)}μ_{z^{(i)}|x^{(i)}}^T\Lambda^T-\Lambdaμ_{z^{(i)}|x^{(i)}}{x^{(i)}}^T+\Lambda(μ_{z^{(i)}|x^{(i)}}μ_{z^{(i)}|x^{(i)}}^T+\Sigma_{z^{(i)}|x^{(i)}})\Lambda^T \end{aligned}$

然后只需要设 $Ψ_{ii} = Φ_{ii}$（也就是说，设 $Ψ$ 为一个仅仅包含矩阵 $Φ$ 中对角线元素的对角矩阵）。

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1. 这是一个点集，对于某些 $α_i$，此集合中的点 $x$ 都满足 $x = Σ^m_{i=1} α_ix^{(i)}$, 因此 $Σ^m_{i=1} α_1 = 1$。 ↩︎