一、极大似然估计

1、明确极大似然函数的目的

• 随机变量的概率分布往往由少量的参数定义（也叫做有效统计量）
• 只要计算出这些参数我们就确定了这个分布的情况
• 极大似然估计就是用来估计这个参数的

例如：
二项分布：

P(x)仅由由一个参数p决定，极大似然估计就要估计p

正态分布：

正态分布由均值μ和方差σ2σ^2σ2决定,极大似然估计就要估计μ和σ2σ^2σ2

2、通俗体现极大似然估计思想的例子

案例一：

一位同学和一位猎人一起外出打猎，一只野兔从前方窜过。 只听一声枪响，野兔应声到下，如果要你推测，这一发命中的子弹是谁打的？
你就会想，只发一枪便打中，由于猎人命中的概率一般大于你那位同学命中的概率，从而推断出这一枪应该是猎人射中的。

这个例子所作的推断就体现了最大似然法的基本思想。

即我们认为：

• 概率大的事件发生的可能性就更大
• 希望找出一个参数θ使得xxx最像是从这样的数据分布p(x∣θ)p(x|θ)p(x∣θ)抽取的

案例二：

比如掷硬币的例子：
一般的，常说的概率是指给定参数后，预测即将发生的事件的可能性。

问题一：

我们已知一枚均匀硬币的正反面概率分别是0.5（正反概率为0.5即我们所说的给定的参数），要求预测抛两次硬币，两次硬币都朝上的概率：

解：
H代表Head，表示头朝上
则两次都朝上的概率： p(HH | pH = 0.5) = 0.5*0.5 = 0.25.

Notice:
p(HH | pH = 0.5)这种写法其实有点小误导，后面的这个pH其实是作为参数存在的，而不是一个随机变量，因此不能算作是条件概率，更靠谱的写法应该是 p(HH;pH=0.5)。个人觉得这应该是频率主义学派和贝叶斯学派两者争议的点吧，两种写法都可以

而似然概率正好与这个过程相反，我们关注的量不再是事件的发生概率，而是已知发生了某些事件，我们希望知道参数应该是多少。

问题二:

现在我们已经抛了两次硬币，并且知道了结果是两次头朝上，这时候，我希望知道这枚硬币抛出去正面朝上的概率为0.5的概率（似然）是多少？正面朝上的概率为0.8的概率（似然）是多少？

如果我们希望知道正面朝上概率为某某的概率，这个东西就叫做似然函数，硬币抛出去正面朝上的概率为0.5的概率（似然） 可以说成是对参数(pH=0.5)的似然概率，这样表示成(条件)概率就是

L(pH=0.5∣HH)=P(HH∣pH=0.5)=（另一种写法）P(HH;pH=0.5)L(pH=0.5|HH) = P(HH|pH=0.5) =（另一种写法）P(HH;pH=0.5)L(pH=0.5∣HH)=P(HH∣pH=0.5)=（另一种写法）P(HH;pH=0.5).

为什么可以写成这样？

我觉得可以这样来想：
似然函数本身也是一种概率，我们可以把L(pH=0.5∣HH)L(pH=0.5|HH)L(pH=0.5∣HH)写成P(pH=0.5|HH);
而根据贝叶斯公式，
P(pH=0.5∣HH)=P(pH=0.5,HH)/P(HH)P(pH=0.5|HH) =P(pH=0.5,HH)/P(HH)P(pH=0.5∣HH)=P(pH=0.5,HH)/P(HH)；
既然HH是已经发生的事件，理所当然P(HH) = 1,
所以：
P(pH=0.5∣HH)=P(pH=0.5,HH)=P(HH;pH=0.5)P(pH=0.5|HH) =P(pH=0.5,HH) = P(HH;pH=0.5)P(pH=0.5∣HH)=P(pH=0.5,HH)=P(HH;pH=0.5).

右边的这个计算我们很熟悉了，就是已知头朝上概率为0.5，
求抛两次都是H的概率，即0.5*0.5=0.25。
所以，我们可以safely得到:
L(pH=0.5∣HH)=P(HH∣pH=0.5)=0.25L(pH=0.5|HH) = P(HH|pH=0.5) = 0.25L(pH=0.5∣HH)=P(HH∣pH=0.5)=0.25.

这个0.25的意思是，在已知抛出两个正面的情况下，pH = 0.5的概率（似然）等于0.25。

再算一下
L(pH=0.6∣HH)=P(HH∣pH=0.6)=0.36L(pH=0.6|HH) = P(HH|pH=0.6) = 0.36L(pH=0.6∣HH)=P(HH∣pH=0.6)=0.36.

把pH从0~1的取值所得到的似然函数的曲线画出来得到这样一张图：

可以发现，pH=1pH = 1pH=1的概率是最大的（最大似然）。
即在参数pH等于1时达到最大似然：L(pH=1∣HH)=1L(pH = 1|HH) = 1L(pH=1∣HH)=1。
也就是在观测到HH的情况下，pH=1pH = 1pH=1是最合理的
（虽未必符合真实情况，这是因为数据量太少的缘故，随着数据量的增加会越来越接近真实值pH=0.5）。

小结：

• 最大似然概率，就是在已知观测的数据的前提下，找到使得似然概率最大的参数值。
• 在data mining领域，许多求参数的方法最终都归结为最大化似然概率的问题。

二、由问题引入EM算法

1、掷硬币问题：

假设现在有两枚硬币A和B，随机抛掷后正面朝上的概率分别为p1,p2。为了估计这两个概率，做实验，每次取一枚硬币，连掷5下，记录下结果，如下：

硬币编号	结果	统计
1	正正反正反	3正-2反
2	反反正正反	2正-3反
1	正反反反反	1正-4反
2	正反反正正	3正-2反
1	反正正反反	2正-3反

在上述情况下，p1,p2的计算非常简单

• p1 = (3+1+2) /15 = 0.4
• p2 = (2+3)/10 = 0.5

2、掷硬币问题-升级版：

假设现在不知道每次实验的硬币编号怎么办?如何求解P1和P2?

硬币编号	结果	统计
Unknown	正正反正反	3正-2反
Unknown	反反正正反	2正-3反
Unknown	正反反反反	1正-4反
Unknown	正反反正正	3正-2反
Unknown	反正正反反	2正-3反

• 由于硬币编号未知，其本身也成为了一个随机变量，成为隐变量(即无法观测到的随机变量)，通常在EM算法中记作Z
• 那么在这里Z也有了5个样本z1,z2, z3, z4, z5,其中ziz_izi​∈{硬币1,硬币2}
• 如果Z未知，那么P1和P2就无法估计，因此得先估计出Z
• 但是要想估计出Z,我们得先知道P1和P2,然后才能使用极大似然估计去计
  算Z
• 鸡生蛋，蛋生鸡?怎么破?

解决思路：
1、一不做二不休，先对P1和P2随机赋值，用来估计一个Z值
2、然后再用估计出来的值去估计新的P1和P2
3、如果新的P1和P2和旧的P1、P2差距不大，那么说明旧的P1和P2是相对靠谱的
4、如果差距较大，那么进行新一轮的估计，直到收敛

按照上述思路进行求解：

• 假设P1=0.2, P2=0.7
• 现在计算一- 下第- -轮的掷硬币(3正2反)最有可能是哪个硬币的结果
• 硬币1出现3正2反的概率: 0.2 * 0.2 * 0.2 * 0.8 * 0.8 = 0.005
• 硬币2出现3正2反的概率: 0.7 * 0.7 * 0.7 * 0.3 * 0.3 = 0.031
• 那么我们就说第一-轮掷硬币最有 可能的是硬币2的结果
• 以此计算出剩余4轮
• 硬币1,硬币1,硬币2,硬币1

得到下表：

硬币编号（估计值）	结果	统计
2	正正反正反	3正-2反
1	反反正正反	2正-3反
1	正反反反反	1正-4反
2	正反反正正	3正-2反
1	反正正反反	2正-3反

根据Z的估计,我们计算出了新的P1和P2

• P1=(2+1+2) /15 = 0.33
• P2= (3+3) / 10= 0.6

初始化的p1	估计出的p1	真实的p1	初始化的p2	估计出的p2	真实的p2
0.2	0.33	0.4	0.7	0.6	0.5

随着迭代次数的增加，估计值会越来越接近真实值
细心的同学可能会有一些疑问：

• （1）上述做法只使用了一个最可能的z值，而不是所有可能的z值
• （2）新估计出的P1和P2-定会接近真实值吗?
• （3） 一定会收敛到真实的P1和P2吗? (不一定，收敛的结果依赖于初始估计值)

3、掷硬币问题-升级版2：

• 考虑所有可能的z值，对每一个z值都估计出一 个新的P1和P2，将每一个z值概率大小作为权重，将所有新的P1和P2分别加权相加
  绘制如下表格：

轮数	硬币1出现统计结果的概率	硬币2出现统计结果的概率
1	0.005	0.031
2	0.02	0.013
3	0.082	0.006
4	0.005	0.031
5	0.02	0.013

• 在第一轮中,使用硬币1的概率为: 0.005/(0.005+0.031)=0.14,硬币2的概率为0.86

根据上述思路我们把所有的5轮实验进行汇总的到如下表格：

轮数	ziz_izi​=硬币1	ziz_izi​=硬币2
1	0.14	0.86
2	0.61	0.39
3	0.94	0.06
4	0.14	0.86
5	0.61	0.39

在上一张表中，我们估计出了Z的概率分(EM算法中称之为E步)
我们根据Z的概率分布来估计新的P1和P2 (使用分布的好处就是能够顾及到所有值，而不是依靠单点值,从而可以更快的收敛)

• 以第一轮为例，第一轮(3正2反)是硬币1的概率为0.14,那么可以认为第一轮用硬币1投出了0.143=0.42个正面和0.142个反面，同理得到5轮的结果如下：

轮数	硬币1投出的正面数量	硬币2投出的正面数量
1	0.42	0.28
2	1.22	1.83
3	0.94	3.76
4	0.42	0.28
5	1.22	1.83

• 根据上表，硬币1投出的正面的总数为: 0.42+ 1.22+0.94+0.42+ 1.22=4.22
• 硬币1投出的反面的总数为7.98
  那么硬币1正面朝_上的概率P1=4.22/ (4.22+7.98) =0.35

初始值p1	单点估计值	概率分布估计值p1	真实p1
0.2	0.33	0.35	0.4

可以看到通概率分布估计值更加接近真实值，也起到了加速迭代的过程

小结：

EM算法的前提条件：

• P1和P2对应着我们所遇到的问题中需要求解的值
• Z对应着数据中未知的量(隐变量)
• 需要求解的值和未知量存在着依赖关系

解决思路：

• 假定目标初始值
• 用初始值求解隐变量的概率分布，
• 根据隐变量的概率分布，进一步调整目标值
• 重复上述过程进行循环迭代，最终逼近真实值

三、EM算法的数学化定义

基本流程：

• X表示已经观测到的集合，Z表示隐变量，θ\thetaθ表示需要求解的参数
• 使用极大似然估计，得到对数似然函数L(θ∣X,Z)L(θ|X, Z)L(θ∣X,Z)
• 发现上式存在隐变量Z,无法直接求解

于是：

• 使用迭代式的方法
• 基本思想:若参数θ已知，则可以推断出最优的z;
  而z已知，则可以使用极大似然方法估计θ值
• 记θ0θ^0θ0为初始值，第t次迭代的参数记为θtθ^tθt
• E步：根据初始化θ或者中间迭代的θ值来推测z
• M步：根据E步得到的Z值反过来估计θ的值
• 不断重复EM步，直到参数收敛

两种EM算法

1、通过计算z的期望值

• 基于θtθ^tθt推断隐变量Z的期望（单点值），记为ztz^tzt
• 基于已观测变量x和ztz^tzt对θ\thetaθ作极大似然估计，记为θt+1θ^{t+1}θt+1
• 直到

2、通过计算z的分布

• 基于θtθ^tθt推断隐变量Z的分布，记为P(Z∣X,θt)P(Z|X, θ^t)P(Z∣X,θt),并计算对数似然函数L(θ∣X,Z)L(θ|X, Z)L(θ∣X,Z)
  关于z的期望，记为Q(θ∣θt)Q(θ|θ^{t})Q(θ∣θt)
• 计算使得Q(θ∣θt)Q(θ|θ^t)Q(θ∣θt)达到最大的θ，记为θt+1θ^{t+1}θt+1

三、EM与K-Means的关系

1、高斯混合聚类（Gaussian Mixed Cluster）-多元高斯分布

n维空间的中的随机向量x服从多元高斯分布，那么概率密度函数为:
p(x∣μ,Σ)=1(2π)12∣Σ∣12e(x−μ)TΣ−1(x−μ)2p(x|\boldsymbol{\mu,Σ}) = \frac{1}{(2\pi)^\frac{1}{2}|\boldsymbolΣ|^\frac{1}{2}}e^{\frac{(x-\mu)^TΣ^{-1}(x-\mu)}{2}} p(x∣μ,Σ)=(2π)21​∣Σ∣21​1​e2(x−μ)TΣ−1(x−μ)​
μ为均值向量，Σ为协方差矩阵\mu为均值向量，\Sigma为协方差矩阵μ为均值向量，Σ为协方差矩阵
一元高斯分布的多元是一致的，无非是均值和方差变成了均值向量和协方差矩阵

2、高斯混合聚类（Gaussian Mixed Cluster）-高斯混合模型

• 假设数据可分为k个簇，且每个簇都满足高斯分布
• 混合系数aia_iai​>0,且Σi=1kai\Sigma_{i=1}^ka_iΣi=1k​ai​= 1
• aia_iai​表示样本属于第iii个高斯模型的概率
• 定义高斯混合分布:

pM(x)=∑i=1kaip(x∣μi,Σi)p_M(x)= \sum_{i=1}^{k}a_ip(x|\boldsymbol{\mu_i,\Sigma_i}) pM​(x)=i=1∑k​ai​p(x∣μi​,Σi​)

3、高斯混合聚类（Gaussian Mixed Cluster）

• 现在有训练集D = {x,x2,…,xmx,x_2,…,x_mx,x2​,…,xm​},且由高斯混合模型生成

• 记zjz_jzj​∈{1,2, k}表示xjx_jxj​属 于高斯混合模型中的某个高斯模型

• 根据贝叶斯公式:
  

• PM(zj=i∣xj)P_M(z_j = i|x_j)PM​(zj​=i∣xj​)表示了样本xjx_jxj​由第i个高斯模型生成的概率，记为γji\gamma_{ji}γji​

• 若pM(x)p_M(x)pM​(x)已知，那么对于一个样本xjx_jxj​, 计算γji\gamma_{ji}γji​, 找到其中最大的γ\gammaγ,记为γjk\gamma_{jk}γjk​,
  那么就把xjx_jxj​归为第k个高斯簇

• 如何从训练集D = {x1x_1x1​,x2x_2x2​…, xmx_mxm​}中求解pM(x)p_M(x)pM​(x)(这意味着要求出{ai,μ,Σi}i=1k\{a_i,\mu,\Sigma_i\}_{i=1}^{k}{ai​,μ,Σi​}i=1k​,共3k个参数)

4、使用EM算法求解高斯混合聚类问题-极大似然估计

• 已知训练集满足高斯混合模型，计算对数似然函数:
  

（1）、使用EM算法求解高斯混合聚类问题-求解μ;

（2）、使用EM算法求解高斯混合聚类问题-求解Σi\Sigma_iΣi​

（3）、使用EM算法求解高斯混合聚类问题-求解αi\alpha_iαi​

上面的λ\lambdaλ是如何求得呢？下面给出得推导：

（4）、使用EM算法求解高斯混合聚类问题-求解aia_iai​-求解λ

如和使用EM算法求解高斯混合聚类问题？

5、K-Means与GMC的关系

K-Means和高斯混合分布的区别就是局部和整体的区别，当某些γji\gamma_{ji}γji​都等于零的时候，两者就相等了。

四、算法的代码实现

混合高斯分布模型

EM算法更多是一种思想，用概率来解决问题的一种方法，具体的代码看自己选用模型，所以并没有通用的模型，本此代码主要是讲解混合高斯分布模型的

这其中的M步 完全按照了 公式来计算。

import numpy as np
import random
import math
import time
'''
数据集：伪造数据集（两个高斯分布混合）
数据集长度：1000
------------------------------
运行结果：
----------------------------
the Parameters set is:
alpha0:0.3, mu0:0.7, sigmod0:-2.0, alpha1:0.5, mu1:0.5, sigmod1:1.0
----------------------------
the Parameters predict is:
alpha0:0.4, mu0:0.6, sigmod0:-1.7, alpha1:0.7, mu1:0.7, sigmod1:0.9
----------------------------
'''def loadData(mu0, sigma0, mu1, sigma1, alpha0, alpha1):'''初始化数据集这里通过服从高斯分布的随机函数来伪造数据集:param mu0: 高斯0的均值:param sigma0: 高斯0的方差:param mu1: 高斯1的均值:param sigma1: 高斯1的方差:param alpha0: 高斯0的系数:param alpha1: 高斯1的系数:return: 混合了两个高斯分布的数据'''# 定义数据集长度为1000length = 1000# 初始化第一个高斯分布，生成数据，数据长度为length * alpha系数，以此来# 满足alpha的作用data0 = np.random.normal(mu0, sigma0, int(length * alpha0))# 第二个高斯分布的数据data1 = np.random.normal(mu1, sigma1, int(length * alpha1))# 初始化总数据集# 两个高斯分布的数据混合后会放在该数据集中返回dataSet = []# 将第一个数据集的内容添加进去dataSet.extend(data0)# 添加第二个数据集的数据dataSet.extend(data1)# 对总的数据集进行打乱（其实不打乱也没事，只不过打乱一下直观上让人感觉已经混合了# 读者可以将下面这句话屏蔽以后看看效果是否有差别）random.shuffle(dataSet)#返回伪造好的数据集return dataSet

# 高斯分布公式，没有什么特殊的
def calcGauss(dataSetArr, mu, sigmod):'''根据高斯密度函数计算值依据：“9.3.1 高斯混合模型” 式9.25注：在公式中y是一个实数，但是在EM算法中(见算法9.2的E步)，需要对每个j都求一次yjk，在本实例中有1000个可观测数据，因此需要计算1000次。考虑到在E步时进行1000次高斯计算，程序上比较不简洁，因此这里的y是向量，在numpy的exp中如果exp内部值为向量，则对向量中每个值进行exp，输出仍是向量的形式。所以使用向量的形式1次计算即可将所有计算结果得出，程序上较为简洁:param dataSetArr: 可观测数据集:param mu: 均值:param sigmod: 方差:return: 整个可观测数据集的高斯分布密度（向量形式）'''# 计算过程就是依据式9.25写的，没有别的花样result = (1 / (math.sqrt(2*math.pi)*sigmod**2)) * np.exp(-1 * (dataSetArr-mu) * (dataSetArr-mu) / (2*sigmod**2))# 返回结果return resultdef E_step(dataSetArr, alpha0, mu0, sigmod0, alpha1, mu1, sigmod1):'''EM算法中的E步依据当前模型参数，计算分模型k对观数据y的响应度:param dataSetArr: 可观测数据y:param alpha0: 高斯模型0的系数:param mu0: 高斯模型0的均值:param sigmod0: 高斯模型0的方差:param alpha1: 高斯模型1的系数:param mu1: 高斯模型1的均值:param sigmod1: 高斯模型1的方差:return: 两个模型各自的响应度'''# 计算y0的响应度# 先计算模型0的响应度的分子gamma0 = alpha0 * calcGauss(dataSetArr, mu0, sigmod0)#print("gamma0=",gamma0.shape) # 1000, 维向量# 模型1响应度的分子gamma1 = alpha1 * calcGauss(dataSetArr, mu1, sigmod1)# 两者相加为E步中的分布sum = gamma0 + gamma1# 各自相除，得到两个模型的响应度gamma0 = gamma0 / sumgamma1 = gamma1 / sum# 返回两个模型响应度return gamma0, gamma1def M_step(muo, mu1, gamma0, gamma1, dataSetArr):# 依据算法9.2计算各个值# 这里没什么花样，对照书本公式看看这里就好了# np.dot 点积：[1,2] [2,3] = [2,6]mu0_new = np.dot(gamma0, dataSetArr) / np.sum(gamma0)mu1_new = np.dot(gamma1, dataSetArr) / np.sum(gamma1)# math.sqrt  平方根 sigmod0_new = math.sqrt(np.dot(gamma0, (dataSetArr - muo)**2) / np.sum(gamma0))sigmod1_new = math.sqrt(np.dot(gamma1, (dataSetArr - mu1)**2) / np.sum(gamma1))alpha0_new = np.sum(gamma0) / len(gamma0)alpha1_new = np.sum(gamma1) / len(gamma1)# 将更新的值返回return mu0_new, mu1_new, sigmod0_new, sigmod1_new, alpha0_new, alpha1_new## 训练主函数
def EM_Train(dataSetList, iter=500):'''根据EM算法进行参数估计算法依据“9.3.2 高斯混合模型参数估计的EM算法” 算法9.2:param dataSetList:数据集（可观测数据）:param iter: 迭代次数:return: 估计的参数'''# 将可观测数据y转换为数组形式，主要是为了方便后续运算dataSetArr = np.array(dataSetList)# 步骤1：对参数取初值，开始迭代alpha0 = 0.5mu0 = 0sigmod0 = 1alpha1 = 0.5mu1 = 1sigmod1 = 1# 开始迭代step = 0while (step < iter):# 每次进入一次迭代后迭代次数加1step += 1# 步骤2：E步：依据当前模型参数，计算分模型k对观测数据y的响应度gamma0, gamma1 = E_step(dataSetArr, alpha0, mu0, sigmod0, alpha1, mu1, sigmod1)# 步骤3：M步mu0, mu1, sigmod0, sigmod1, alpha0, alpha1 = M_step(mu0, mu1, gamma0, gamma1, dataSetArr)# 迭代结束后将更新后的各参数返回return alpha0, mu0, sigmod0, alpha1, mu1, sigmod1

if __name__ == '__main__':start = time.time()# 设置两个高斯模型进行混合，这里是初始化两个模型各自的参数# 见“9.3 EM算法在高斯混合模型学习中的应用”# alpha是“9.3.1 高斯混合模型” 定义9.2中的系数α# mu0是均值μ# sigmod是方差σ# 在设置上两个alpha的和必须为1，其他没有什么具体要求，符合高斯定义就可以alpha0 = 0.3  # 系数αmu0 = -2  # 均值μsigmod0 = 0.5  # 方差σalpha1 = 0.7  # 系数αmu1 = 0.5  # 均值μsigmod1 = 1  # 方差σ# 初始化数据集dataSetList = loadData(mu0, sigmod0, mu1, sigmod1, alpha0, alpha1)#打印设置的参数print('---------------------------')print('the Parameters set is:')print('alpha0:%.1f, mu0:%.1f, sigmod0:%.1f, alpha1:%.1f, mu1:%.1f, sigmod1:%.1f' % (alpha0, alpha1, mu0, mu1, sigmod0, sigmod1))# 开始EM算法，进行参数估计alpha0, mu0, sigmod0, alpha1, mu1, sigmod1 = EM_Train(dataSetList)# 打印参数预测结果print('----------------------------')print('the Parameters predict is:')print('alpha0:%.1f, mu0:%.1f, sigmod0:%.1f, alpha1:%.1f, mu1:%.1f, sigmod1:%.1f' % (alpha0, alpha1, mu0, mu1, sigmod0, sigmod1))# 打印时间print('----------------------------')print('time span:', time.time() - start)

E步主要计算内容

其中我们定义γjk^\hat{\gamma_{jk}}γjk​^​：
γjk^=E(γjk∣y,θ)=akϕ(yi∣θk)∑k=1Kakϕ(yi∣θk)j=1,2,..,N；k=1,2,...,Knk=∑j=iNEγjk\hat{\gamma_{jk}} = E(\gamma_{jk}|y,\theta)=\frac{a_k\phi(y_i|\theta_{k})}{\sum_{k=1}^{K}a_k\phi(y_i|\theta_{k}) }\\ j=1,2,..,N；k=1,2,...,K\\ n_k=\sum_{j=i}^{N}E\gamma_{jk} γjk​^​=E(γjk​∣y,θ)=∑k=1K​ak​ϕ(yi​∣θk​)ak​ϕ(yi​∣θk​)​j=1,2,..,N；k=1,2,...,Knk​=j=i∑N​Eγjk​

M步 主要计算内容

这一步骤主要是对Q函数求导后的数据进行计算，利用了 E 步 的γjk^\hat{\gamma_{jk}}γjk​^​

import math
import copy
import numpy as np
import matplotlib.pyplot as plt
from mpl_toolkits.mplot3d import Axes3D#生成随机数据，4个高斯模型
def generate_data(sigma,N,mu1,mu2,mu3,mu4,alpha):global X                  #可观测数据集X = np.zeros((N, 2))       # 初始化X，2行N列。2维数据，N个样本X=np.matrix(X)global mu                 #随机初始化mu1，mu2，mu3，mu4mu = np.random.random((4,2))mu=np.matrix(mu)global excep              #期望第i个样本属于第j个模型的概率的期望excep=np.zeros((N,4))global alpha_             #初始化混合项系数alpha_=[0.25,0.25,0.25,0.25]for i in range(N):if np.random.random(1) < 0.1:  # 生成0-1之间随机数X[i,:]  = np.random.multivariate_normal(mu1, sigma, 1)     #用第一个高斯模型生成2维数据elif 0.1 <= np.random.random(1) < 0.3:X[i,:] = np.random.multivariate_normal(mu2, sigma, 1)      #用第二个高斯模型生成2维数据elif 0.3 <= np.random.random(1) < 0.6:X[i,:] = np.random.multivariate_normal(mu3, sigma, 1)      #用第三个高斯模型生成2维数据else:X[i,:] = np.random.multivariate_normal(mu4, sigma, 1)      #用第四个高斯模型生成2维数据print("可观测数据：\n",X)       #输出可观测样本print("初始化的mu1，mu2，mu3，mu4：",mu)      #输出初始化的mu# E 期望
#  \hat{\gamma_{jk}}
def e_step(sigma,k,N):global Xglobal muglobal excepglobal alpha_for i in range(N):denom=0for j in range(0,k):#  sigma.I 表示矩阵的逆矩阵# np.transpose ：矩阵转置   np.linalg.det():矩阵求行列式denom += alpha_[j]*  math.exp(-(X[i,:]-mu[j,:])*sigma.I*np.transpose(X[i,:]-mu[j,:]))  /np.sqrt(np.linalg.det(sigma))       #分母for j in range(0,k):numer = math.exp(-(X[i,:]-mu[j,:])*sigma.I*np.transpose(X[i,:]-mu[j,:]))/np.sqrt(np.linalg.det(sigma))        #分子excep[i,j]=alpha_[j]*numer/denom      #求期望print("隐藏变量：\n",excep)def m_step(k,N):global excepglobal Xglobal alpha_for j in range(0,k):denom=0   #分母numer=0   #分子for i in range(N):numer += excep[i,j]*X[i,:]denom += excep[i,j]mu[j,:] = numer/denom    #求均值alpha_[j]=denom/N        #求混合项系数#     #可视化结果
def plotShow():# 画生成的原始数据plt.subplot(221)plt.scatter(X[:,0].tolist(), X[:,1].tolist(),c='b',s=25,alpha=0.4,marker='o')    #T散点颜色，s散点大小，alpha透明度，marker散点形状plt.title('random generated data')#画分类好的数据plt.subplot(222)plt.title('classified data through EM')order=np.zeros(N)color=['b','r','k','y']for i in range(N):for j in range(k):if excep[i,j]==max(excep[i,:]):order[i]=j     #选出X[i,:]属于第几个高斯模型probility[i] += alpha_[int(order[i])]*math.exp(-(X[i,:]-mu[j,:])*sigma.I*np.transpose(X[i,:]-mu[j,:]))/(np.sqrt(np.linalg.det(sigma))*2*np.pi)    #计算混合高斯分布plt.scatter(X[i, 0], X[i, 1], c=color[int(order[i])], s=25, alpha=0.4, marker='o')      #绘制分类后的散点图#绘制三维图像ax = plt.subplot(223, projection='3d')plt.title('3d view')for i in range(N):ax.scatter(X[i, 0], X[i, 1], probility[i], c=color[int(order[i])])plt.show()

if __name__ == '__main__':iter_num=1000  #迭代次数N=500         #样本数目k=4            #高斯模型数probility = np.zeros(N)    #混合高斯分布u1=[5,35]u2=[30,40]u3=[20,20]u4=[45,15]sigma=np.matrix([[30, 0], [0, 30]])               #协方差矩阵alpha=[0.1,0.2,0.3,0.4]         #混合项系数generate_data(sigma,N,u1,u2,u3,u4,alpha)     #生成数据#迭代计算for i in range(iter_num):err=0     #均值误差err_alpha=0    #混合项系数误差Old_mu = copy.deepcopy(mu)Old_alpha = copy.deepcopy(alpha_)e_step(sigma,k,N)     # E步m_step(k,N)           # M步print("迭代次数:",i+1)print("估计的均值:",mu)print("估计的混合项系数:",alpha_)for z in range(k):err += (abs(Old_mu[z,0]-mu[z,0])+abs(Old_mu[z,1]-mu[z,1]))      #计算误差err_alpha += abs(Old_alpha[z]-alpha_[z])if (err<=0.001) and (err_alpha<0.001):     #达到精度退出迭代print(err,err_alpha)break

#  画图
plotShow()

参考：

1. https://www.cnblogs.com/zhsuiy/p/4822020.html
2. https://www.bilibili.com/video/BV1Zt411L7tg?p=4
3. http://www.dgt-factory.com/uploads/2018/07/0725/%E7%BB%9F%E8%AE%A1%E5%AD%A6%E4%B9%A0%E6%96%B9%E6%B3%95.pdf。

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