تنظیم تیخونوف، که به نام آندره تیخونوف نامگذاری شده‌است، روشی برای منظم‌سازی در مسئله کمترین مربعات است.[۱] اریبی ، باعث بهبود بازدهی برآورد پارامتر می‌شود.[۲]
تعریف ریاضی [ ویرایش ] کمترین مربعات [ ویرایش ] در مسئله کمترین مربعات هدف یافتن بردار
β
→
{\displaystyle {\vec {\beta }}}
L
(
D
,
β
→
)
=
|
|
X
β
→
−
Y
|
|
2
{\displaystyle L(D,{\vec {\beta }})=||X{\vec {\beta }}-Y||^{2}}
X
{\displaystyle X}
k
×
k
{\displaystyle k\times k}
β
→
{\displaystyle {\vec {\beta }}}
Y
{\displaystyle Y}
k
×
1
{\displaystyle k\times 1}
D
=
{
X
,
Y
}
{\displaystyle D=\{X,\,Y\}}
L
(
D
,
β
→
)
{\displaystyle L(D,{\vec {\beta }})}
L
(
D
,
β
→
)
{\displaystyle L(D,{\vec {\beta }})}
L
(
D
,
β
→
)
=
|
|
X
β
→
−
Y
|
|
2
=
(
X
β
→
−
Y
)
⊤
(
X
β
→
−
Y
)
=
Y
⊤
Y
−
Y
⊤
X
β
→
−
β
→
⊤
X
⊤
Y
+
β
→
⊤
X
⊤
X
β
→
{\displaystyle {\begin{aligned}L(D,{\vec {\beta }})&=||X{\vec {\beta }}-Y||^{2}\\&=(X{\vec {\beta }}-Y)^{\top }(X{\vec {\beta }}-Y)\\&=Y^{\top }Y-Y^{\top }X{\vec {\beta }}-{\vec {\beta }}^{\top }X^{\top }Y+{\vec {\beta }}^{\top }X^{\top }X{\vec {\beta }}\end{aligned}}}
حال گرادیان این تابع را نسبت به
β
→
{\displaystyle {\vec {\beta }}}
∂
L
(
D
,
β
→
)
∂
β
→
=
∂
(
Y
⊤
Y
−
Y
⊤
X
β
→
−
β
→
⊤
X
⊤
Y
+
β
→
⊤
X
⊤
X
β
→
)
∂
β
→
=
−
2
X
⊤
Y
+
2
X
⊤
X
β
→
{\displaystyle {\begin{aligned}{\frac {\partial L(D,{\vec {\beta }})}{\partial {\vec {\beta }}}}&={\frac {\partial \left(Y^{\top }Y-Y^{\top }X{\vec {\beta }}-{\vec {\beta }}^{\top }X^{\top }Y+{\vec {\beta }}^{\top }X^{\top }X{\vec {\beta }}\right)}{\partial {\vec {\beta }}}}\\&=-2X^{\top }Y+2X^{\top }X{\vec {\beta }}\end{aligned}}}
با برابر قرار دادن گرادیان با صفر پارامتر بهینه بدست می‌آید:
−
2
X
⊤
Y
+
2
X
⊤
X
β
→
=
0
⇒
X
⊤
Y
=
X
⊤
X
β
→
⇒
β
^
→
=
(
X
⊤
X
)
−
1
X
⊤
Y
{\displaystyle -2X^{\top }Y+2X^{\top }X{\vec {\beta }}=0\Rightarrow X^{\top }Y=X^{\top }X{\vec {\beta }}\Rightarrow {\vec {\hat {\beta }}}=(X^{\top }X)^{-1}X^{\top }Y}
تنظیم تیخونوف [ ویرایش ] یکی از مشکلات اساسی که در این روش کمترین مربعات وجود دارد مشکل عدم وجود ماتریس وارون برای
(
X
T
X
)
{\displaystyle (\mathbf {X} ^{\mathsf {T}}\mathbf {X} )}
L
(
D
,
β
→
)
{\displaystyle L(D,{\vec {\beta }})}
[۲] [۳]
L
(
D
,
β
→
)
=
|
|
X
β
→
−
Y
|
|
2
+
|
|
Γ
β
→
|
|
2
=
(
X
β
→
−
Y
)
⊤
(
X
β
→
−
Y
)
+
β
→
⊤
Γ
⊤
Γ
β
→
=
Y
⊤
Y
−
Y
⊤
X
β
→
−
β
→
⊤
X
⊤
Y
+
β
→
⊤
X
⊤
X
β
→
{\displaystyle {\begin{aligned}L(D,{\vec {\beta }})&=||X{\vec {\beta }}-Y||^{2}+||\Gamma {\vec {\beta }}||^{2}\\&=(X{\vec {\beta }}-Y)^{\top }(X{\vec {\beta }}-Y)+{\vec {\beta }}^{\top }\Gamma ^{\top }\Gamma {\vec {\beta }}\\&=Y^{\top }Y-Y^{\top }X{\vec {\beta }}-{\vec {\beta }}^{\top }X^{\top }Y+{\vec {\beta }}^{\top }X^{\top }X{\vec {\beta }}\end{aligned}}}
حال گرادیان این تابع را نسبت به
β
→
{\displaystyle {\vec {\beta }}}
∂
L
(
D
,
β
→
)
∂
β
→
=
∂
(
Y
⊤
Y
−
Y
⊤
X
β
→
−
β
→
⊤
X
⊤
Y
+
β
→
⊤
X
⊤
X
β
→
+
β
→
⊤
X
⊤
X
β
→
)
∂
β
→
=
−
2
X
⊤
Y
+
2
X
⊤
X
β
→
+
2
β
→
Γ
⊤
Γ
{\displaystyle {\begin{aligned}{\frac {\partial L(D,{\vec {\beta }})}{\partial {\vec {\beta }}}}&={\frac {\partial \left(Y^{\top }Y-Y^{\top }X{\vec {\beta }}-{\vec {\beta }}^{\top }X^{\top }Y+{\vec {\beta }}^{\top }X^{\top }X{\vec {\beta }}+{\vec {\beta }}^{\top }X^{\top }X{\vec {\beta }}\right)}{\partial {\vec {\beta }}}}\\&=-2X^{\top }Y+\ 2X^{\top }X{\vec {\beta }}+2{\vec {\beta }}\Gamma ^{\top }\Gamma \end{aligned}}}
با برابر قرار دادن گرادیان با صفر پارامتر بهینه بدست می‌آید:
−
2
X
⊤
Y
+
2
X
⊤
X
β
→
+
2
β
→
Γ
⊤
Γ
=
0
⇒
X
⊤
Y
=
(
X
⊤
X
+
Γ
⊤
Γ
)
β
→
⇒
β
^
→
=
(
X
⊤
X
+
Γ
⊤
Γ
)
−
1
X
⊤
Y
{\displaystyle -2X^{\top }Y+2X^{\top }X{\vec {\beta }}+2{\vec {\beta }}\Gamma ^{\top }\Gamma =0\Rightarrow X^{\top }Y=\left(X^{\top }X+\Gamma ^{\top }\Gamma \right){\vec {\beta }}\Rightarrow {\vec {\hat {\beta }}}=(X^{\top }X+\Gamma ^{\top }\Gamma )^{-1}X^{\top }Y}
پس پارامتر بهینه ما برابر است با:
β
^
→
=
(
X
⊤
X
+
Γ
⊤
Γ
)
−
1
X
⊤
Y
{\displaystyle {\bf {{\vec {\hat {\beta }}}=(X^{\top }X+\Gamma ^{\top }\Gamma )^{-1}X^{\top }Y}}}
رگرسیون ستیغی [ ویرایش ] اگر
Γ
{\displaystyle \Gamma }
α
I
{\displaystyle \alpha I}
I
{\displaystyle I}
ماتریس همانی است) برابر قرار دهیم، به جواب پایین می‌رسیم که همان رگرسیون ستیغی است. در این رگرسیون سعی بر این است که مقادیر پارامتر زیاد بزرگ نشود تا بیش‌برازش اتفاق نیفتد. با استفاده از ضریب لاگرانژ می‌توان نشان داد که این روش معادل بهینه‌سازی
min
β
→
|
|
X
β
→
−
Y
|
|
2
{\displaystyle \min _{\vec {\beta }}||X{\vec {\beta }}-Y||^{2}}
∑
β
i
2
≤
c
{\displaystyle \sum \beta _{i}^{2}\leq c}
c
{\displaystyle c}
[۴]
β
^
→
=
(
X
⊤
X
+
α
2
I
)
−
1
X
⊤
Y
{\displaystyle {\bf {{\vec {\hat {\beta }}}=(X^{\top }X+\alpha ^{2}I)^{-1}X^{\top }Y}}}
جستارهای وابسته [ ویرایش ]
↑ Kennedy, Peter (2003). A Guide to Econometrics ISBN 0-262-61183-X ↑ ۲٫۰ ۲٫۱ Gruber, Marvin (1998). Improving Efficiency by Shrinkage: The James–Stein and Ridge Regression Estimators ISBN 0-8247-0156-9 ↑ Golub, Gene H.; Hansen, Per Christian.; O'Leary, Dianne P. (1999-01-01). "Tikhonov Regularization and Total Least Squares" . SIAM Journal on Matrix Analysis and Applications . 21 (1): 185–194. doi :10.1137/S0895479897326432 . ISSN 0895-4798 . ↑ Ng, Andrew Y. (2004). Feature selection, L1 vs. L2 regularization, and rotational invariance (PDF) . Proc. ICML .
