主成份分析 （Principal Component Analysis, PCA）常用於在低維空間空間表示高維資料，以達到維度縮減的功用，在資料科學實務上或能降低維度詛咒（the curse of dimensionality）所帶來的風險。想必大部分人在學習資料科學都會學到 PCA （而不是在多變量分析 🙁 ），而在某天我偶然得知關於 PCA 第一個 Principal Component （PC）的小秘密……但在那之前我們可能要一起複習一下背景知識。
PC 是從哪裡來的？
給定一 $p$ 維的隨機向量 $x$，且令其平均 $E[x] = 0$ 並有共變異數矩陣 $\text{COV}(x) = \Sigma$，根據特徵分解 (i.e., Eigendecomposition, Spectral decomposition) 可得
$$\begin{aligned}
\Sigma &= \Gamma \Lambda \Gamma^\intercal \\
&= \begin{bmatrix} \gamma_{(1)} & \cdots & \gamma_{(p)} \end{bmatrix}
\begin{bmatrix}
\lambda_1 & 0 & \dots & 0 \\
0 & \lambda_2 & \dots & 0 \\
\vdots & \vdots & \ddots & \vdots \\
0 & 0 & \dots & \lambda_p
\end{bmatrix}
\begin{bmatrix} \gamma_{(1)}^\intercal \\ \vdots \\ \gamma_{(p)}^\intercal \end{bmatrix} \\
&= \sum_{i=1}^p \lambda_i \gamma_{(i)} \gamma^\intercal_{(p)}
\end{aligned}$$
其中$\Lambda = \text{diag}(\lambda_1, \cdots, \lambda_p)$ 由 $\Sigma$ 的特徵值所組成，不失一般性令 $\lambda_1 \ge \lambda_2 \ge \cdots \ge \lambda_p \ge 0$；$\Gamma = \begin{bmatrix} \gamma_{(1)} & \cdots & \gamma_{(p)} \end{bmatrix}$ 由 $\Sigma$ 的特徵向量所組成，又因 $\Sigma$ 為實對稱矩陣，故特徵向量之間彼此正交，我們也可以進一步單位化其長度，也就是說 $\gamma_{(i)}^\intercal \gamma_{(i)} = 1; \gamma_{(i)}^\intercal \gamma_{(j)} = 0$, if $i \neq j$; $\Gamma \Gamma^\intercal = I_p$。
而原本 $p$ 維的隨機向量 $x$ 可以表示成 $$x = \Gamma \Gamma^\intercal x$$
是的，目前為止看似在做白工，不過若我們只考慮 $q$ 個特徵向量呢？($q < p, \Gamma_q = \begin{bmatrix} \gamma_{(1)} & \cdots & \gamma_{(q)} \end{bmatrix}$)
$$
\begin{aligned}
y &= \Gamma_q \Gamma_q^\intercal x \\
&= \Gamma_q \begin{bmatrix} \gamma_{(1)}^\intercal x \\ \gamma_{(2)}^\intercal x \\ \vdots \\ \gamma_{(q)}^\intercal x \end{bmatrix}
\end{aligned}
$$
則 $y$ 是一個 $x$ 在較低維度空間的投影，其大小 $\Gamma_q^\intercal x$ 作用在 $ \Gamma_q$ 的方向上（正交基底），可以稱 $y$ 為 $q$ 維的 principal component approximation，而 $x$ 的第 $i$ 個 principal component 定義為 $\gamma _{(i)}^\intercal x$ 。
以上的說明其實比較像從結果來解釋，一般來說 PCA 即是想要將 $x$ 正交投影到另一個較低維度的空間上，並且試圖讓投影之後的誤差最小。給定 $p$ 維的隨機向量 $x$，且其 $E[x] = \mu, \text{COV}(x) = \Sigma$，並令其投影到 $q$ 維空間之後的結果為 $y$，則 $y$ 可以寫成： $$y = x_0 + BB^\intercal(x-x_0),$$
$x_0 \in \mathbb{R}^p$，$B$ 是一個 $p \times q$ 的矩陣，且 $B^\intercal B = I_q$。可以證明當 $y$ 與 $x$ 的 Mean Squared Error (MSE) 最小時，$x_0 = \mu, B = \Gamma_q$（也就是我們上面反過來敘述的 $y = \mu + \Gamma_q \Gamma_q^\intercal (x-\mu)$）。
而證明的前幾行是這樣寫的… $$\begin{aligned}
\text{MSE}(x;y) &= E[(y-x)^\intercal (y-x)] \\
&= E[(x-x_0)^\intercal (I-BB^\intercal) (x-x_0)] \\
&\geq \cdots
\end{aligned}$$
關於第一個 PC
在實務上我們需要決定要選幾個 PC（$q$ 值）來表示原資料，常見的手法如對 PC 可解釋的變異百分比（如下圖）或累積解釋的變異百分比做圖，而往往第一個 PC 會有最大的可解釋變異，當然這不會是巧合，我們可以再從式子上重新驗證：
$$
\begin{aligned}
\text{Var}(\gamma_{(1)}^\intercal x) &= \gamma_{(1)}^\intercal \text{Var}(x) \gamma_{(1)} \\
&= \gamma_{(1)}^\intercal \Sigma \gamma_{(1)} \\
&= \lambda_{1} \gamma_{(1)}^\intercal \gamma_{(1)} && (\Sigma \gamma_{(1)} = \lambda_1 \gamma_{(1)}) \\
&= \lambda_1, \text{ 最大的 eigenvalue}
\end{aligned}
$$
因為我們事先將共變異數矩陣的特徵值由大到小排列，所以每個 PC 的可解釋變異（也就是特徵值拉！）也會由大到小遞減，然而對第一個 PC 來說竟是有一個神秘的性質：
若共變異數矩陣的元素皆為正的話，則 $\gamma_{(1)}$ 裡的每一個元素都會同號
前面胡謅了那麼多，其實就是想跟大家介紹這個我視之為秘密的事實，當然我們還是得從證明的角度來看這件事情：
將 $\gamma_{(1)}$ 表示成 $\begin{bmatrix} b_1 & b_2 & \cdots & b_p \end{bmatrix}^\intercal$，在不失一般性的情況下證明 $b_i > 0, \forall i \in \{1, \ldots, p\}$
Proof
令 $y_i = \lvert b_i \rvert, \forall i$
$$
\begin{aligned}
0 \leq \lambda_1 &= \gamma_{(1)}^\intercal \Sigma \gamma_{(1)} \\
&= \sum_{i=1}^{p} \sum_{j=1}^p \Sigma_{ij} b_i b_j \\
&= \left\lvert \sum_{i=1}^{p} \sum_{j=1}^p \Sigma_{ij} b_i b_j \right\rvert \\
&\leq \sum_{i=1}^{p} \sum_{j=1}^p \Sigma_{ij} \lvert b_i \rvert \lvert b_j \rvert && (\Sigma_{ij} > 0, \forall i, j)\\
&\leq \sum_{i=1}^{p} \sum_{j=1}^p \Sigma_{ij} y_i y_j \\
&\leq \lambda_1 && (\text{since } \arg\max_d \text{Var}(d^\intercal x) = \gamma_{(1)}) \\
\end{aligned}
$$
– 等號必定成立且成立於 $y$ 是一個特徵值為 $\lambda_1$ 的特徵向量
– 根據 $\lambda_1 y = \Sigma y$，可以得到 $\lambda_1 y_i = \sum_{j=1}^p \Sigma_{ij}y_j, \forall i$
– 倘若存在 $i$，使得 $y_i = 0$，在給定 $\Sigma_{ij} > 0$的情形下，可得所有的 $y_j$ 都為 0，顯然不可能
– 因此我們有所有的 $y_j > 0$
– 總結以上，$\lambda_1 y = \lambda_1 \gamma_{(1)} = \Sigma y = \Sigma \gamma_{(1)}$, where $\gamma_{(1)} = y = \begin{bmatrix} y_1 & y_2 & \cdots & y_p \end{bmatrix}^\intercal$ with $y_j > 0, \forall j$
– 故得證（如果要證每個元素都 $< 0$ 的話，邏輯也是類似的）
這篇文章介紹的這個觀念其實出自於教科書的習題，但光是要把這個特性講清楚竟是要用到許多線代的技巧，並好好地鋪陳 PCA 才行。坦白說這個我視之為秘密的東西在實務上一點用處都沒有，但什麼時候每個東西一定要有用才行？我們又怎麼捨得不多學一點東西呢。
