偏最小二乘方法

第六章 偏最小二乘方法
偏最小二乘方法(PLS-Partial Least Squares))是近年来发展 起来的一种新的多元统计分析法, 现已成功地应用于分析化学, 如紫外光谱、气相色谱和电分析化学等等。该种方法，在化合 物结构-活性/性质相关性研究中是一种非常有用的手段。如美国 Tripos公司用于化合物三维构效关系研究的CoMFA (Comparative Molecular Field Analysis)方法, 其中，数据统计处 理部分主要是PLS。在PLS方法中用的是替潜变量，其数学基础 是主成分分析。替潜变量的个数一般少于原自变量的个数，所 以PLS特别适用于自变量的个数多于试样个数的情况。在此种 情况下，亦可运用主成分回归方法，但不能够运用一般的多元 回归分析，因为一般多元回归分析要求试样的个数必须多于自 变量的个数。
设矩阵X的阶为I*J，若T的阶与J相等，则主成分回归与 多元线性回归所得结果相同，并不能显示出主成分回归的优 越之处。选取的主成分数一般应该比J 小，而删去那些不重 要的主成分，因为这些主成分所包含的信息主要是噪声，由 此所得的回归方程稳定性较好。 另外，由X所定义的空间可以进一步来说明主成分回归 与多元线性回归的区别。多元线性回归应用了由X的列所定 义的全部空间，而主成分回归所占用的是一子空间。当X的J 列中，有一列可为其它J —1列的线性组合时，则X可用J -1列 的矩阵T来描述，而并不丢失信息。新的矩阵T定义了X的一 个子空间。
2 7 5 4 3 3 Y 9 12 3 6 8 2
运用式(6.3)则可得B矩阵：
0.48 0.71 0.55 B 0.42 0.41 0.24 0.08 0.28 0.05
所用数学模型有效性的量度可用Err：
相等（B为真实模型）。由B2计算所得Y尽管误差要小，但其
数学模型所描述的自变量与因变量间的关系并不真实。其原 因主要为多元线性回归方法是采用整个X矩阵来建立数学模
型，而并不顾及在X中的信息与真实模型相关与否。很显然
，若所得结果偏离了其实际数学模型，则对于未知试样的预 测也是错误的。 为了克服多元线性回归的不足，在数学方法上引进了主 成分回归方法（PCR）。
(3)q qold / qold ; new
§ 6.2 主成分回归
主成分回归可分为两步： 测定主成分数，并由主成分分 析将X矩阵降维； 对于降维的X矩阵再进行线性回归分析。 主成分分析的概念在前一章已经作了介绍。所谓主成分，
它为一新的变量，而该新变量是原变量xij的线性组合。第一 个主成分所能解释原变量的方差量最大，第二个次之，第三 个再次之，等等。也就是说，主成分是一种线性组合，用它 来表征原来变量时所产生的平方误差最小。运用主成分分析， 原变量矩阵X可以表达为得分（即主成分）矩阵T，而T由X在 本征矢量P上的投影所得。主成分与矩阵X的本征矢量一一对 应，即T = XP。
分别为X和Y的装载，E和F分别为运用偏最小二乘模型法去
拟合X和Y所引进的误差。
T = XP(主成分分析) TP’ = XPP’ PP’ = I X = TP’(因子分析)
在理想的情况下，X中误差的来源和Y中的误差的来源完全
相同，即影响X与Y的因素相同。但实际上，X中误差与Y中误差 并不相关，因而t≠u，但当两个矩阵同时用于确定因子时，则X 和Y的因子具有如下关系：
(1) m>n，即变量数多于试样数，对于b来说，则有无穷多个解。 (2) m=n，变量数与试样数相等，若矩阵X满秩时，则矢量b有 唯一解。但是，在实际工作中，这种情况是极少能碰到的。 此时我们有： e = y –Xb =0
(3)m<n，变量数小于试样数，尽管我们得不到准确解b，但 是可以使残差矢量e尽可能小而得到解， e = y – Xb 这就是我们所熟知的最小二乘法。其解为：
u = bt + e
式中b所表征的即为u和t间的内在关系。
（6.6）
为了使因子T既可描述X矩阵，同时又可描述Y矩阵，则需
采取折衷方案，即将T进行坐标旋转。显然，坐标旋转后的T 因子对于X矩阵的表达已不再是最优的状况。
如假设X矩阵和Y矩阵均为6*3， 即行为6，列为3。在列空间， X和Y矩阵的行分别示于图6.1 （上部）。PLS第一个因子 （t和u）方向在各自的空间均 可解释试样的最大偏差。若 PLS模型是正确的，将t对u作 图则可得一线性关系。事实 上，PLS要将各自空间中的因 子进行折衷以增加t对u的相关 性（图6.1下部）。由于这种 折衷才可使所得数学模型较 好地同时描述X和Y。在行空 间，情况与列空间类同。
应（即因变量）呈现线性，无干扰，无溶液间的相互作用，低
噪声无共线性，则多元线性回归是一种非常好的方法。
事实上，完全满足上述条件比较困难。当噪声较强，或干 扰较严重时，有可能导致所得数学模型失真，如下例：
75 63 X 96 69 152 102 132 82 218 176 157 124
(3) p pold / pold ; new (4)t Xp / pp ;
(5) 比较步(2)和步(4)中的t ，若二者相等，则停，否则转到(2)。
对于Y： (1)将某yj赋值给ustart即ustart=yi
(2)q uY / uu ( t Y / t t ) ;
综合上述，X可由它的得分矩阵T来描述（由于删去与小 的本征值相应的维，所以T的维小于X的维）： T=XP 若用图形表示，则为： a T = n 由此可得多线性方程： Y=TB+E n m X m P a
其解为：
其图形表示为： n
B (T T ) 1 T Y
p Y = n a T a p B + n p E
在式中，bj为回归系数。 在式（6.1）中仅有一个试样，若有n个试样，即 为yi (i=1,2,…,n)，它的列向量形式为y ，b与原来相同， 矢量xj’为矩阵X的行，则： y = Xb + e
若用图形表示，则为： m 1 1 y = X B + e n n m n
1
在此情况下，n为试样数，m为自变量数。有如下三种情况：
0.18 0.42 0.71 0.42 0.19 0.20 B2 0.24 0.20 0.03 0.12 0.03 0.01
对于此模型，Err=0.07。它比前者为小，这就意味着对于矩 阵Y，第二个数学模型比第个要更有效，这是一种假象。由 于X中引入最后一列，使得B2 中上部3*3部分与前边所提B不
b ( X X ) 1 X y
(6.2)
) 1 by x (bb
在上边的叙述中，因变量为1个，而事实上可以有多个因 变量。如有两个因变量y1和y2，我们可以简单地写成两个线性 方程： y1=Xb1+ e ; y2=Xb2+ e
若用矩阵标表示，则：
x11 x X 21 ... x n1 x12 x22 ... xn 2 x1n ... x2 n ... ... ... xnn ..
B (b1
b11 b b2 ) 12 ... b1m
E (e1
由此得到
Y = XB + E
对于2-P 个因变量的图形表示为： 2-p n 2-p 2-p
Y = X
m 最小二乘的解为： n m
B
+ E
n (6.3)
B ( X X ) 1 X Y
多元线性回归应用很广泛，因为在许多情况下该种方法具有 良好的性能。但是，此种方法也有固有的缺点。假若体系的响
主成分分析可以解决共线问题，同时由于去掉了不太 重要的主成分，因而可以削弱噪声（随机误差）所产生 的影响。但是，由于主成分回归为二步法，若在第一步 中消去的是有用的主成分，而保留的是噪声，则在第二
步多元线性回归所得结果就将偏离真实的数学模型。
§ 6.3 偏最小二乘（PLS）
§ 6.3.1 基本原理 为了叙述上的方便，我们首先引进“因子”的概念。一个 因子为原来变量的线性组合，所以矩阵的某一主成分即为一 因子，而某矩阵的诸主成分是彼此相互正交的，但因子不一 定，因为一因子可由某一成分经坐标旋转而得。 在主成分回归中，第一步，在矩阵X的本征矢量或因子数 测试中，所处理的仅为X矩阵，而对于矩阵Y 中信息并未考 虑。事实上，Y中亦可能包含非有用的信息。所以很自然的 一种想法是，在矩阵X因子的测试中应同时考虑矩阵Y的作 用。偏最小二乘正是基于这种思想的一种回归方法。
含量。
§ 6.3.2 偏最小二乘算法
1.校正模型的建立 首先我们从一最简单的模型开始，然后给出偏最小二乘的完 整算法。 若仅有二矩阵块(block),即X块和Y块。 对于X： (1) 将某xj赋值给tstart，即 tstart= xj ；
(2) p t X / t t ( uX / uu);
§ 6.1 多元线性回归（MLR）
若自变量为m个，xj (j=1,2,…,m)，因变量为y，在y与xj间， 我们可以建立一线性模型，即
y b1 x1 b2 x2 ... bm xm e
(6.1a) (6.1b) (6.1c)
y bj x j e
j 1
m
y xb e
关性bi。 若有L个因子，则bl
为表达第l个因子相关性的系 数，其步骤为：由未知试样 的测定值x末通过校正模型 （式（6.4）计算出t末，进而
X TP E
u = bt + e
Y UQ F
(6.4) (6.6) (6.5)
由（式6.6）及bl可计算未知
试样的得分矢量u末，最后由 校正模型(式6.5)得未知试样
ˆ E rr ( yik yik )
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