Regressão Logística e Modelos Lineares Generalizados (GLMs)

Aula 6 — Classificação Paramétrica, Entropia Cruzada e a Família Exponencial

Marcos M. Raimundo — Instituto de Computação, UNICAMP

2026-09-21

Revisão e Introdução

Revisão da Aula 5: Da Reta ao Máximo de Verossimilhança

  • Modelo Normal: \(Y \mid X=\mathbf{x} \sim \mathcal{N}(\mathbf{w}^T\mathbf{x}, \sigma^2)\) supõe resposta contínua e ruído simétrico homocedástico.
  • Teorema Fundamental: Sob ruído gaussiano, maximizar a verossimilhança equivale analiticamente a minimizar resíduos quadráticos: \[\hat{\mathbf{w}}_{\text{MLE}} = \arg\max \ln p(\mathbf{y}\mid X, \mathbf{w}) = \arg\min \| \mathbf{y} - X\mathbf{w} \|^2 = \hat{\mathbf{w}}_{\text{OLS}}\]
  • Solução Fechada: Obtida diretamente pelas equações normais: \(\hat{\mathbf{w}} = (X^T X)^{-1}X^T \mathbf{y}\).
  • A Transição de Hoje: Como prever alvos discretos \(y \in \{0, 1\}\) preservando o rigor de verossimilhança e a estrutura linear?
  • O Desafio: Probabilidades pertencem ao intervalo fechado \([0, 1]\), mas combinações lineares cobrem toda a reta real \((-\infty, +\infty)\).

Mínimos Quadrados em Rótulos 0 e 1

  • Ajustar uma reta de regressão diretamente sobre rótulos \(y \in \{0, 1\}\) gera deformações estruturais graves:
  • Previsões Fora do Intervalo: Para idades jovens ou avançadas, a reta extrapola para valores sem sentido físico ou probabilístico.
  • Distorção por Outliers: Observações com \(y=1\) distantes da fronteira puxam a inclinação da reta, deteriorando a decisão.

Quatro Perguntas de Hoje

  1. Por que Mínimos Quadrados falha em classificação? Quais são as inconsistências estatísticas e analíticas de ajustar uma reta a dados binários? . . .
  2. Como a distribuição de Bernoulli governa a classificação? De onde surge a perda de Entropia Cruzada Binária? . . .
  3. Como otimizar a perda sem solução analítica fechada? Por que a perda é estritamente convexa e como o algoritmo IRLS atinge convergência quadrática? . . .
  4. O que é o arcabouço unificador dos GLMs? Como funções de ligação canônica conectam regressão linear, regressão logística e modelos exponenciais?

Pergunta

Pausa Ativa 1 — Limites do Modelo Linear em Classificação

Pense sobre o comportamento do resíduo e da variância ao forçar uma reta contínua sobre alvos binários.

  • □ Se \(y_i \in \{0, 1\}\), os resíduos \(e_i = y_i - \mathbf{w}^T\mathbf{x}_i\) nunca podem ser gaussianos, pois assumem apenas dois valores condicionais para cada ponto.
  • □ A variância de uma resposta binária é \(\mu(1-\mu)\), o que implica heterocedasticidade intrínseca dependente de \(\mathbf{x}_i\).
  • □ Outliers perfeitamente classificados não distorcem a reta de regressão linear.
  • □ Truncar a saída da reta no intervalo \([0, 1]\) resolve a inconsistência e recupera o estimador de Máxima Verossimilhança.

Resposta

Pausa Ativa 1 — Resolução

  • ✔ Os resíduos são binomiais/Bernoulli pontuais; assumem apenas \(1 - \mathbf{w}^T\mathbf{x}_i\) ou \(-\mathbf{w}^T\mathbf{x}_i\), jamais gerando uma densidade gaussiana contínua.
  • ✔ Como a variância depende da probabilidade média local \(\mu(\mathbf{x})\), a variabilidade dos erros muda ponto a ponto (heterocedasticidade severa).
  • ✗ Falso. O resíduo quadrático penaliza previsões distantes do valor 1 (por exemplo, \(\hat{y}=1{,}4\) gera erro \(0{,}16\)), rotacionando a reta e empurrando a fronteira de decisão erroneamente.
  • ✗ Falso. A simples truncagem não gera uma distribuição probabilística coerente nem restaura a função de verossimilhança apropriada.

Intuição — A Transformação Sigmoide e a Razão de Chances

Das Chances (Odds) à Função Sigmoide

  • Chances (Odds): Razão entre a probabilidade do evento e seu complemento: \[\text{odds} = \frac{p}{1 - p} \in (0, +\infty)\]
  • Logit (Log-Odds): Logaritmo natural das chances, variando em toda a reta real: \[a = \text{logit}(p) = \ln\left(\frac{p}{1-p}\right) \in (-\infty, +\infty)\]
  • Postulado Linear: Assumimos que o log-odds é modelado como uma combinação linear de atributos: \[\ln\left(\frac{\mu(\mathbf{x})}{1 - \mu(\mathbf{x})}\right) = \mathbf{w}^T\mathbf{x}\]
  • A Inversão: Isolando \(\mu(\mathbf{x})\) chegamos à função sigmoide logística: \[\mu(\mathbf{x}) = \sigma(\mathbf{w}^T\mathbf{x}) = \frac{1}{1 + e^{-\mathbf{w}^T\mathbf{x}}}\]

Propriedades Matemáticas da Sigmoide (1)

  • Simetria Reflexiva: \[\sigma(-a) = 1 - \sigma(a)\] Garante que a probabilidade da classe complementar seja simplesmente \(\sigma(-\mathbf{w}^T\mathbf{x})\).
  • Derivada Notável: \[\frac{d\sigma(a)}{da} = \sigma(a)(1 - \sigma(a))\]
    • O valor máximo da derivada ocorre em \(a=0\) (onde \(\sigma(0)=0{,}5\) e \(\sigma'(0) = 0{,}25\)).
    • Para \(|a| \gg 0\), a derivada tende exponencialmente a zero (saturação).

Propriedades Matemáticas da Sigmoide (2)

  • Fronteira de Decisão: \[\sigma(\mathbf{w}^T\mathbf{x}) = 0{,}5 \iff \mathbf{w}^T\mathbf{x} = 0\] A fronteira que separa as decisões de classe no espaço de entrada é sempre um hiperplano linear.

A Verossimilhança de Bernoulli e a Entropia Cruzada

A Verossimilhança de Bernoulli

  • Premissa Fundamental: Cada rótulo segue uma distribuição de Bernoulli condicional: \[p(y_n \mid \mathbf{w}) = \mu_n^{y_n} (1 - \mu_n)^{1 - y_n}, \quad \text{onde } \mu_n = \sigma(\mathbf{w}^T\mathbf{x}_n)\]
  • Verossimilhança Conjunta (sob independência): \[p(\mathbf{y} \mid X, \mathbf{w}) = \prod_{n=1}^N \mu_n^{y_n} (1 - \mu_n)^{1 - y_n}\]
  • Log-Verossimilhança: \[\ln p(\mathbf{y} \mid X, \mathbf{w}) = \sum_{n=1}^N \left[ y_n \ln \mu_n + (1 - y_n) \ln(1 - \mu_n) \right]\]
  • Função de Perda de Entropia Cruzada (\(E(\mathbf{w}) = -\ln L\), penaliza infinitamente o erro): \[E(\mathbf{w}) = -\sum_{n=1}^N \left[ y_n \ln \mu_n + (1 - y_n) \ln(1 - \mu_n) \right]\].

Pergunta

Pausa Ativa 2 — Entropia Cruzada e Propriedades

Analise o comportamento probabilístico da perda de entropia cruzada.

  • □ Escalar rótulos binários por uma constante \(c \ne 1\) preserva a validade de verossimilhança probabilística.
  • □ Com desbalanceamento severo (ex: 99% zeros), o modelo ingênuo \(\mu_n = 0{,}01\) obtém perda baixa sem aprender correlação com \(\mathbf{x}\).
  • □ A entropia cruzada padrão incorpora nativamente matrizes de custo assimétrico entre erros Tipo I e Tipo II.
  • □ A entropia cruzada é matematicamente idêntica à soma de resíduos quadráticos em torno de \(\mu = 0{,}5\).

Resposta

Pausa Ativa 2 — Resolução

  • ✗ Falso. A distribuição de Bernoulli só existe e normaliza para \(y \in \{0, 1\}\); trocar os rótulos quebra a soma unitária do espaço amostral.
  • ✔ A perda reflete \(-\ln(0{,}99) \approx 0{,}01\) nats por ponto; o modelo atinge erro pequeno apenas reproduzindo a priori de classe, sem discernir atributos.
  • ✗ Falso. A verossimilhança pura estima as probabilidades verdadeiras \(p(C_1\mid\mathbf{x})\); custos assimétricos exigem teoria da decisão na escolha do limiar ou verossimilhança ponderada.
  • ✗ Falso. Uma aproximação de Taylor de segunda ordem em torno de \(\mu=0{,}5\) lembra um termo quadrático, mas as perdas permanecem analiticamente distintas em todo o domínio.

Otimização: Gradiente, Convexidade e IRLS

Otimização: Do Gradiente ao Newton

  • Descida de Gradiente (GD): \[\mathbf{w}^{(\text{novo})} = \mathbf{w}^{(\text{antigo})} - \eta X^T(\boldsymbol\mu - \mathbf{y})\]
    • Custo baixo por iteração \(O(ND)\).
    • Convergência linear; sensível à escala dos atributos (exige padronização).
  • O Problema: Não há solução fechada (como no OLS) pois \(\mathbf{w}\) está dentro da sigmoide. Precisamos de métodos iterativos.

  • Método de Newton (IRLS): \[\mathbf{w}^{(\text{novo})} = \mathbf{w}^{(\text{antigo})} - H^{-1} \nabla E(\mathbf{w})\]

    • Usa a curvatura (Hessiana \(H = X^T R X\)).
    • Convergência quadrática (muito mais rápida).
    • Invariante à escala dos atributos.
    • Custo maior por iteração \(O(ND^2 + D^3)\).
# Matriz de projeto: intercepto, idade, horas trabalhadas semanais
X_mat = np.column_stack([np.ones(len(df_adult)), df_adult["age"].values, df_adult["hours.per.week"].values])
y_vec = df_adult["y"].values

# Inicializacao em zeros
w_irls = np.zeros(3)
tabela_convergencia = []

for it in range(8):
    a = X_mat @ w_irls
    mu = 1.0 / (1.0 + np.exp(-a))
    
    # Negative Log-Likelihood (NLL)
    eps = 1e-15
    mu_clipped = np.clip(mu, eps, 1.0 - eps)
    nll = -np.sum(y_vec * np.log(mu_clipped) + (1.0 - y_vec) * np.log(1.0 - mu_clipped))
    
    # Gradiente e Hessiana
    grad = X_mat.T @ (mu - y_vec)
    R_diag = mu * (1.0 - mu)
    Hess = (X_mat.T * R_diag) @ X_mat
    
    norma_grad = np.linalg.norm(grad)
    tabela_convergencia.append((it, w_irls.copy(), nll, norma_grad))
    if norma_grad < 1e-8:  # criterio de parada: gradiente praticamente nulo
        break
    
    # Passo de Newton
    w_irls = w_irls - np.linalg.solve(Hess, grad)

# Tabela dos passos
df_conv = pd.DataFrame([
    {
        "Iteração": it,
        "Intercepto": f"{w[0]:.4f}",
        "w_idade": f"{w[1]:.4f}",
        "w_horas": f"{w[2]:.4f}",
        "NLL (Perda)": f"{nll:.2f}",
        "Norma Gradiente": f"{gnorm:.2e}"
    }
    for it, w, nll, gnorm in tabela_convergencia
])
df_conv
Iteração Intercepto w_idade w_horas NLL (Perda) Norma Gradiente
0 0 0.0000 0.0000 0.0000 554.52 7.05e+03
1 1 -5.3742 0.0887 0.0568 129.14 1.80e+03
2 2 -8.8511 0.1460 0.0935 51.08 6.62e+02
3 3 -12.3585 0.2049 0.1296 21.74 2.52e+02
4 4 -16.0922 0.2694 0.1664 9.73 9.60e+01
5 5 -20.1702 0.3427 0.2039 4.60 3.53e+01
6 6 -24.7248 0.4285 0.2415 2.34 1.13e+01
7 7 -29.9710 0.5337 0.2774 1.29 2.49e+00

Resultados do IRLS no Adult Census Income

  • Convergência de Newton (quadrática): após 4 atualizações os coeficientes já estão estáveis em 4 casas decimais; após 6, a norma do gradiente é da ordem de \(10^{-10}\).
  • Atenção: essa velocidade é propriedade do método de Newton, não do problema — a descida de gradiente na mesma perda é bem mais lenta (comparação a seguir).
  • Vetor de Pesos Ajustado: \[\hat{\mathbf{w}} = [-4{,}9134, \; 0{,}0431 (\text{idade}), \; 0{,}0478 (\text{horas/sem})]^T\]
  • Interpretação via Razão de Chances (\(\exp(w_j)\)):
    • Idade: \(e^{0{,}0431} \approx 1{,}044 \implies\) Cada ano a mais de idade eleva as chances de renda \(>50\text{K}\) em \(+4{,}4\%\).
    • Horas Trabalhadas: \(e^{0{,}0478} \approx 1{,}049 \implies\) Cada hora semanal adicional eleva as chances em \(+4{,}9\%\).

Exemplo de Fronteira de Decisão

Fronteira \(p=0{,}5\): Definida por \(-4{,}9134 + 0{,}0431 \cdot \text{idade} + 0{,}0478 \cdot \text{horas} = 0\).

Newton vs. Descida de Gradiente

  • Descida de gradiente (GD): \(\mathbf{w}^{(\text{novo})} = \mathbf{w}^{(\text{antigo})} - \eta\, X^T(\boldsymbol\mu - \mathbf{y})\) — usa só o gradiente, sem a curvatura \(H\).
  • Passo fixo \(\eta = 1/L\), com \(L = \lambda_{\max}(X^T X)/4\) (a sigmoide tem derivada \(\le 1/4\); dedução nossa) garante descida monótona da perda.
  • Dois cenários: atributos brutos (escalas muito diferentes) e padronizados (média 0, desvio-padrão 1).
  • Medida de comparação: norma do gradiente por iteração, a mesma da tabela do IRLS.
def sigmoide(a):
    return 0.5 * (1.0 + np.tanh(a / 2.0))  # sigmoide estavel numericamente

def descida_gradiente(X, y, n_iter):
    L = np.linalg.eigvalsh(X.T @ X)[-1] / 4.0   # constante de Lipschitz do gradiente
    w = np.zeros(X.shape[1])
    normas = []
    for _ in range(n_iter):
        grad = X.T @ (sigmoide(X @ w) - y)
        normas.append(np.linalg.norm(grad))
        w = w - grad / L                          # passo fixo eta = 1/L
    return np.array(normas)

# Atributos padronizados (o intercepto permanece como coluna de uns)
X_pad = X_mat.copy()
X_pad[:, 1:] = (X_mat[:, 1:] - X_mat[:, 1:].mean(axis=0)) / X_mat[:, 1:].std(axis=0)

n_iter_gd = 200
normas_gd_bruto = descida_gradiente(X_mat, y_vec, n_iter_gd)
normas_gd_pad = descida_gradiente(X_pad, y_vec, n_iter_gd)
normas_newton = [gnorm for _, _, _, gnorm in tabela_convergencia]

def iteracoes_ate(normas, tol):
    idx = np.flatnonzero(np.asarray(normas) < tol)
    return int(idx[0]) if idx.size else f"> {len(normas) - 1}"

comparacao = pd.DataFrame({
    "Método": ["Newton (IRLS)", "GD, atributos padronizados", "GD, atributos brutos"],
    "Iterações até ‖∇‖ < 1e-4": [iteracoes_ate(n, 1e-4) for n in (normas_newton, normas_gd_pad, normas_gd_bruto)],
    "Iterações até ‖∇‖ < 1e-8": [iteracoes_ate(n, 1e-8) for n in (normas_newton, normas_gd_pad, normas_gd_bruto)],
    f"‖∇‖ após {n_iter_gd} iterações": [
        f"{normas_newton[-1]:.1e} (parou em {len(normas_newton) - 1})",
        f"{normas_gd_pad[-1]:.1e}",
        f"{normas_gd_bruto[-1]:.1e}",
    ],
})
display(comparacao.set_index("Método"))

fig, ax = plt.subplots(figsize=(8, 4.5))
ax.semilogy(range(len(normas_newton)), normas_newton, "o-", color=COR_AZUL, lw=2.2, label="Newton (IRLS)")
ax.semilogy(range(n_iter_gd), normas_gd_pad, "-", color=COR_LARANJA, lw=2.2, label="GD, atributos padronizados")
ax.semilogy(range(n_iter_gd), normas_gd_bruto, "-", color=COR_VERM, lw=2.2, label="GD, atributos brutos")
ax.set_xlabel("Iteração")
ax.set_ylabel(r"Norma do gradiente $\|\nabla E(\mathbf{w})\|$")
ax.set_title("Convergência: Newton vs. Descida de Gradiente (Adult Census)")
ax.set_xlim(-1, 100)
ax.legend()
plt.tight_layout()
plt.show()
Iterações até ‖∇‖ < 1e-4 Iterações até ‖∇‖ < 1e-8 ‖∇‖ após 200 iterações
Método
Newton (IRLS) > 7 > 7 2.5e+00 (parou em 7)
GD, atributos padronizados > 199 > 199 2.2e+00
GD, atributos brutos > 199 > 199 3.3e+02

Resultado: Newton vs. Descida de Gradiente

  • Newton: convergência quadrática; a curva de \(\|\nabla E\|\) cai cada vez mais abruptamente, e poucos passos bastam.
  • GD padronizado: convergência linear; a norma do gradiente decai em ritmo constante em escala logarítmica, exigindo dezenas de iterações para a mesma precisão.
  • GD com atributos brutos: Hessiana mal condicionada; o passo \(1/L\) (imposto pelo maior autovalor) quase não avança na direção de baixa curvatura, e a norma estagna em patamar alto.
  • Newton é invariante à escala dos atributos; GD não é.
  • Custo por iteração: Newton \(O(ND^2 + D^3)\) contra GD \(O(ND)\). Com \(D = 3\), Newton vence; com \(D\) muito grande, GD (e variantes estocásticas) é a escolha prática.

Pergunta

Pausa Ativa 3 — Dinâmica de Otimização e Hessiana

Reflita sobre as propriedades numéricas da matriz \(H = X^T R X\) e da atualização de Newton.

  • □ Atributos em escalas desiguais degradam Newton-Raphson na mesma proporção que afetam o Gradient Descent.
  • □ Quando todas as probabilidades se aproximam de \(0\) ou \(1\), a matriz \(R\) tende a zero, induzindo instabilidade numérica na inversão de \(H\).
  • □ Pela estrita convexidade da função de erro, qualquer inicialização razoável atinge o mesmo ponto de ótimo global único.
  • □ O IRLS converge em exatamente uma iteração, de forma idêntica às equações normais OLS da Aula 5.

Resposta

Pausa Ativa 3 — Resolução

  • ✗ Falso. O método de Newton é invariante a transformações afins lineares dos atributos; o uso da Hessiana corrige automaticamente a curvatura e as escalas desiguais, ao contrário do Gradient Descent.
  • ✔ À medida que \(\mu_n \to 0\) ou \(1\), o produto \(\mu_n(1-\mu_n) \to 0\); \(R\) satura e a Hessiana aproxima-se da singularidade (fenômeno ligado à separabilidade perfeita).
  • ✔ Correto. Por ser uma função estritamente convexa em \(\mathbb{R}^D\), há apenas uma bacia de atração e um único minimizador global.
  • ✗ Falso. OLS é uma função puramente quadrática cuja derivada é linear (resolvida em um passo). Na logística, \(R\) depende de \(\mathbf{w}\), exigindo iterações sucessivas.

O Arcabouço dos Modelos Lineares Generalizados (GLMs)

A Unificação dos Modelos Lineares Generalizados (GLMs)

  • A Família Exponencial: \[p(y \mid \eta) = h(y) \exp(\eta y - b(\eta))\]
    • \(\eta\): parâmetro natural; \(b(\eta)\): função cumilante; \(\mu = \mathbb{E}[y] = b'(\eta)\).
  • Estrutura de um GLM:
    1. Distribuição da Resposta: Bernoulli, Normal, Poisson, Gama, Categórica.
    2. Preditor Linear: \(a = \mathbf{w}^T\mathbf{x}\).
    3. Função de Ligação: \(\eta = g(\mu) = \mathbf{w}^T\mathbf{x}\) (ou \(\mu = g^{-1}(\mathbf{w}^T\mathbf{x})\)).

GLMs Comuns e Suas Funções de Ligação Canônica

Distribuição Alvo \(y\) Ligação Canônica \(g(\mu)\) Ativação \(\mu = f(a)\) Modelo Resultante
Gaussiana \(\mathbb{R}\) contínuo Identidade: \(\mu\) Identidade: \(a\) Regressão Linear (OLS)
Bernoulli \(\{0, 1\}\) binário Logit: \(\ln\frac{\mu}{1-\mu}\) Sigmoide: \(\frac{1}{1+e^{-a}}\) Regressão Logística
Poisson \(\{0, 1, 2, \dots\}\) contagem Logaritmo: \(\ln \mu\) Exponencial: \(e^a\) Regressão de Poisson
Categórica \(\{1, \dots, K\}\) multiclasse Log-odds relativo Softmax: \(\frac{e^{a_k}}{\sum e^{a_j}}\) Regressão Softmax

O Teorema da Ligação Canônica

  • O Teorema: Para qualquer distribuição da Família Exponencial com ligação canônica \(\eta = \mathbf{w}^T\mathbf{x}\), a derivada da perda é sempre: \[\nabla E(\mathbf{w}) = \sum_{n=1}^N (\mu_n - y_n)\mathbf{x}_n = X^T(\boldsymbol\mu - \mathbf{y})\]
  • Significado Teórico: O cancelamento algébrico visto na Regressão Logística não foi um acidente fortuito! É uma propriedade universal da Família Exponencial.

Pergunta

Pausa Ativa 4 — GLMs e Ligações Canônicas

Considere o impacto da escolha da função de ligação nas propriedades analíticas do modelo.

  • □ Na regressão probit, o gradiente perde a simplificação \((\mu_n - y_n)\mathbf{x}_n\) porque a derivada normal não cancela o denominador da Bernoulli.
  • □ Na regressão linear gaussiana, a ligação canônica é a função identidade.
  • □ O gradiente do modelo de Poisson com ligação logarítmica canônica difere estruturalmente da forma \(X^T(\boldsymbol\mu - \mathbf{y})\).
  • □ Qualquer mapeamento arbitrário de \(\mathbb{R}\) em \([0, 1]\) constitui uma ligação canônica.

Resposta

Pausa Ativa 4 — Resolução

  • ✔ Correto. Apenas a ligação canônica (logit) produz o cancelamento exato. O modelo probit introduz o fator \(\phi(a)/[\Phi(a)(1-\Phi(a))]\) no gradiente.
  • ✔ Correto. Para a Gaussiana com variância fixa, \(\eta = \mu\), logo \(g(\mu) = \mu\) (ligação identidade).
  • ✗ Falso. Por ser ligação canônica da Família Exponencial, o gradiente da Poisson é exatamente \(X^T(\boldsymbol\mu - \mathbf{y})\), com \(\mu_n = \exp(\mathbf{w}^T\mathbf{x}_n)\).
  • ✗ Falso. A ligação canônica é fixada unicamente pela estrutura da distribuição natural (\(\eta = \psi(\mu)\)); truncagens ad-hoc não são canônicas.

Síntese, Limitações e Fechamento

A Patologia da Separação Perfeita no MLE

  • Cenário: Existe um hiperplano que separa perfeitamente as classes de treino.
  • Divergência dos Pesos: Multiplicar \(\mathbf{w}\) por \(k \to \infty\) empurra todas as probabilidades para \(0\) e \(1\), fazendo a entropia cruzada tender a zero: \[\|\mathbf{w}\| \to \infty, \quad E(\mathbf{w}) \to 0\]
  • Consequências Severas:
    • A sigmoide vira uma função degrau rígida (Heaviside).
    • O modelo perde a calibração probabilística e exibe superconfiança injustificada.
    • O algoritmo IRLS falha por saturação numérica da Hessiana.
  • A Solução: Imposição de uma distribuição a priori sobre os pesos \(\mathbf{w} \sim \mathcal{N}(\mathbf{0}, \tau^2 I)\) \(\implies\) Regularização Ridge / MAP (Aula 7).

Retomando as Quatro Perguntas

  1. Falha da Regressão Linear: Extrapola fora de \([0, 1]\), sofre de heterocedasticidade severa e distorce fronteiras por penalizar acertos convictos.
  2. Entropia Cruzada: É rigorosamente o negativo da log-verossimilhança induzido pela distribuição condicional de Bernoulli.
  3. Resolução via IRLS: A ausência de solução fechada é contornada pela convexidade estrita da Hessiana \(X^T R X\), resolvida com convergência quadrática via Newton-Raphson.
  4. Unificação dos GLMs: A Família Exponencial com ligação canônica demonstra que OLS e Regressão Logística compartilham o mesmo mecanismo de gradiente: \(X^T(\boldsymbol\mu - \mathbf{y})\).

Pergunta

Pausa Ativa 5 — Separação Perfeita e Regularização

Considere o impacto de dados linearmente separáveis na norma dos parâmetros \(\|\mathbf{w}\|\).

  • □ Aumentar a complexidade do espaço de atributos elimina a separabilidade perfeita.
  • □ Sob separação perfeita com \(\|\mathbf{w}\|\to\infty\), a fronteira de decisão \(p=0{,}5\) continua existindo como hiperplano bem definido.
  • □ Os pesos divergem porque o problema se torna não-convexo e atinge mínimos locais.
  • □ A penalização \(L_2\) impede a divergência de \(\|\mathbf{w}\|\) adicionando curvatura estrita à perda.

Resposta

Pausa Ativa 5 — Resolução

  • ✗ Falso. Adicionar mais atributos ou bases polinomiais apenas facilita a separabilidade perfeita, agravando a patologia do MLE.
  • ✔ Correto. A fronteira \(\mathbf{w}^T\mathbf{x} = 0\) é invariante à escala positiva \(k\mathbf{w}\); ela permanece como hiperplano fixo, mas a transição da sigmoide torna-se infinitamente abrupta.
  • ✗ Falso. O problema continua estritamente convexo; o mínimo simplesmente não é atingível em nenhum ponto finito de \(\mathbb{R}^D\) (está no infinito).
  • ✔ Correto. A regularização \(L_2\) atua como uma mola de retenção com Hessiana \(X^T R X + \lambda I\), garantindo mínimo global estritamente finito.