最小二乘法

非线性最小二乘

Least Squares Method

最小化误差平方和 来求解参数
最小二乘法是一切误差最小化问题的基础，是 SLAM、机器学习、数据拟合、参数估计的核心数学工具。

基础知识

目标函数：

min_{x} \sum_{i = 1}^{n} {(y_{i} - f (x, t_{i}))}^{2} = min_{x} \sum_{i = 1}^{n} ∥ r_{i} (x) ∥^{2}

其中：

$y_{i}$ ：第 $i$ 个观测值
$f (x, t_{i})$ ：预测值，取决于待求参数 $x$ 和自变量 $t_{i}$
$r_{i} (x)$ ：第 $i$ 个残差（观测误差）

类型	误差特性	解法
线性最小二乘	误差关于参数是线性的	解析解（直接计算）
非线性最小二乘	误差关于参数是非线性的	迭代法（数值优化）

一、线性最小二乘法（解析解）

微积分的角度

线性代数的角度

向量投影
$b = C + D t$
对 $A x = b$ ，如果方程无解
则求解 $A^{T} A \hat{x} = A^{T} b$ 得到方程的最优近似解 $\hat{x}$
使得 $E - {| | A x - b | |}^{2}$ 取得最小值

概率论的角度

\begin{aligned} e & = E [Y - (a + b X)]^{2} \end{aligned}

$b_{0} = \frac{C o v (X, Y)}{D (X)}$ $a_{0} = E (Y) - b_{0} E (X)$

\begin{aligned} m i n E [Y - (a + b X)]^{2} & = E {[Y - (a_{0} + b_{0} X)]}^{2} = D Y - \frac{C o v^{2} (X, Y)}{D (X)} \end{aligned}

二、非线性最小二乘法（迭代-数值优化）

非线性最小二乘法 无法直接求解析解，必须使用数值迭代法。

初始化参数 $x_{0}$
计算当前残差 $r (x)$ 和雅可比矩阵 $J (x)$
构造线性方程，计算步长 $Δ x$
判断是否收敛（如步长足够小，残差变化足够小）
更新参数 $x \leftarrow x + Δ x$
重复步骤 2 ~ 5 直到收敛

一阶泰勒展开（线性化）

r (x + Δ x) \approx r (x) + J (x) Δ x

其中： $J (x)$ ：雅可比矩阵

J (x) = \frac{\partial r (x)}{\partial x}

高斯-牛顿法（Gauss-Newton）

通过线性化，将优化转化为如下问题：

min_{Δ x} ∥ r (x) + J (x) Δ x ∥^{2}

解得：

(J^{T} J) Δ x = - J^{T} r (x)

这是一个 线性方程组 ，解出 $Δ x$ ，然后更新：

x_{k + 1} = x_{k} + Δ x

不断迭代，直到收敛。

Levenberg-Marquardt (LM) 法（更稳定）

高斯-牛顿法可能遇到：

步长过大导致发散
$J^{T} J$ 奇异无法求逆
LM 法引入阻尼因子 $λ$ ，将更新方程改为：

(J^{T} J + λ I) Δ x = - J^{T} r (x)

特点：

类似于梯度下降法，步长更安全
动态调整 $λ$ 保证收敛速度与稳定性

Dogleg 法（结合 GN 与梯度下降）

适用于稀疏大规模问题，结合两种步长，提升收敛效率。

三、实际应用

非线性最小二乘法库： g2o Ceres Solver

min_{{x_{i}}} \sum_{(i, j) \in C} ∥ z_{i j} - h (x_{i}, x_{j}) ∥_{Ω_{i j}}^{2}

其中：

$x_{i}$ ：机器人位姿节点
$z_{i j}$ ：观测数据
$h (x_{i}, x_{j})$ ：通过运动模型计算的预测观测
$Ω_{i j}$ ：信息矩阵

核心任务：利用非线性最小二乘法优化整张图，找到最一致的位姿和地图。

AI 结构化补充（2026-05-02）

Least Squares Method

最小化误差平方和 来求解参数
最小二乘法是一切误差最小化问题的基础，是 SLAM、机器学习、数据拟合、参数估计的核心数学工具。

定义与问题形态

最小二乘法把“不能完全满足的方程”改写为平方残差最小化问题。给定 $A \in R^{m \times n}$ 与 $b \in R^{m}$ ，当 $A x = b$ 无解时，不应把最小二乘说成精确求解 $A x = b$ ；正确目标是

min_{x} ∥ A x - b ∥_{2}^{2} = min_{x} \sum_{i = 1}^{m} (a_{i}^{T} x - b_{i})^{2} .

其中 $a_{i}^{T}$ 是 $A$ 的第 $i$ 行， $a_{i}^{T} x - b_{i}$ 是第 $i$ 个方程的残差。若最小值由 $\hat{x}$ 取得，则 $\hat{x}$ 称为最小二乘问题的一个最小二乘解， $A \hat{x}$ 是由模型真正给出的最佳可达右端。

类型	误差特性	解法
线性最小二乘	$A x - b$ 关于参数 $x$ 线性	投影、正规方程、QR 分解等线性代数方法
非线性最小二乘	$r (x)$ 关于参数非线性	线性化后迭代求解局部二次近似

线性代数视角：从无解到投影

矩阵 $A$ 的所有可达右端组成列空间 $C (A)$ 。若 $b \notin C (A)$ ，则不存在 $x$ 使 $A x = b$ ，几何上要找的是 $C (A)$ 中离 $b$ 最近的点

p = A \hat{x} .

这个 $p$ 是 $b$ 在 $C (A)$ 上的向量投影，不可消除的残差为

e = b - A \hat{x} = b - p .

最佳性条件是残差垂直于整个列空间：

e ⊥ C (A), A^{T} e = 0.

把 $e = b - A \hat{x}$ 代入正交条件，就得到

A^{T} (b - A \hat{x}) = 0 ⟺ A^{T} A \hat{x} = A^{T} b .

因此最小二乘的核心不是“把无解方程强行解出来”，而是把 $b$ 分解为可由列空间解释的投影 $p$ 和垂直于列空间的剩余 $e$ 。

大图像：投影和左零空间

在线性最小二乘中，真正被分解的是右端向量 $b$ ：

b = p + e, p = A \hat{x} \in C (A), e = b - p \in N (A^{T}) .

$p$ 是模型能够解释的部分， $e$ 是无法由 $A$ 的列组合消除的部分。由于 $A x - p \in C (A)$ 且 $e ⊥ C (A)$ ，任意参数 $x$ 都满足

∥ A x - b ∥^{2} = ∥ A x - p ∥^{2} + ∥ e ∥^{2} .

选择 $x = \hat{x}$ 使 $A \hat{x} = p$ ，第一项降为 $0$ ，剩下的 $∥ e ∥^{2}$ 就是不可再降低的最小平方误差。若把它除以观测数 $m$ ，就是拟合语境中的均方误差。

微积分视角：平方误差的一阶条件

令

E (x) = ∥ A x - b ∥_{2}^{2} = (A x - b)^{T} (A x - b) .

展开得

E (x) = x^{T} A^{T} A x - 2 x^{T} A^{T} b + b^{T} b,

梯度为

\nabla E (x) = 2 A^{T} (A x - b) .

在最小点 $\hat{x}$ 处，梯度为零，于是再次得到正规方程 $A^{T} A \hat{x} = A^{T} b$ 。平方误差让一阶条件保持线性，这是最小二乘在数据拟合中易于计算的关键原因。

唯一性与边界条件

若 $A$ 列独立，则 $N (A) = {0}$ ， $A^{T} A$ 可逆，最小二乘解唯一：

\hat{x} = (A^{T} A)^{- 1} A^{T} b .

若 $A$ 列相关，则 $A^{T} A$ 奇异，最小二乘解可能不唯一，但所有解给出的 $A \hat{x}$ 相同，也就是同一个投影 $p$ 。如果 $b \in C (A)$ ，则最小二乘退化为精确求解，最小残差为 $0$ ；否则最小残差非零，表示模型或测量无法完全一致。

一个具体的秩亏例子是

A = [\begin{matrix} 1 & 1 \\ 1 & 1 \end{matrix}], b = [\begin{matrix} 3 \\ 1 \end{matrix}] .

两列完全相同， $A^{T} A$ 奇异。 $b$ 到列空间 $span {(1, 1)^{T}}$ 的投影是 $p = (2, 2)^{T}$ ，因此只要求

A \hat{x} = p ⟺ {\hat{x}}_{1} + {\hat{x}}_{2} = 2.

所以 $(2, 0)^{T}$ 、 $(0, 2)^{T}$ 、 $(1, 1)^{T}$ 都给出同一个最佳投影和同一个残差 $e = (1, - 1)^{T}$ 。投影唯一，系数不唯一；若需要唯一代表，通常再加上“范数最小”之类的选择准则。

直线拟合和平均数例子

拟合直线 $b_{i} \approx C + D t_{i}$ 时，参数为 $x = (C, D)^{T}$ ，设计矩阵为

A = [\begin{matrix} 1 & t_{1} \\ 1 & t_{2} \\ ⋮ & ⋮ \\ 1 & t_{m} \end{matrix}], b = [\begin{matrix} b_{1} \\ b_{2} \\ ⋮ \\ b_{m} \end{matrix}] .

正规方程为

[\begin{matrix} m & \sum t_{i} \\ \sum t_{i} & \sum t_{i}^{2} \end{matrix}] [\begin{matrix} C \\ D \end{matrix}] = [\begin{matrix} \sum b_{i} \\ \sum t_{i} b_{i} \end{matrix}] .

例如三点 $(0, 6), (1, 0), (2, 0)$ 不能被一条直线完全穿过。此时

A = [\begin{matrix} 1 & 0 \\ 1 & 1 \\ 1 & 2 \end{matrix}], b = [\begin{matrix} 6 \\ 0 \\ 0 \end{matrix}] .

正规方程为

[\begin{matrix} 3 & 3 \\ 3 & 5 \end{matrix}] [\begin{matrix} C \\ D \end{matrix}] = [\begin{matrix} 6 \\ 0 \end{matrix}],

解得 $C = 5, D = - 3$ 。最佳直线是 $b = 5 - 3 t$ ，它给出的投影高度为

p = (5, 2, - 1)^{T},

残差为

e = b - p = (1, - 2, 1)^{T} .

这个残差既满足 $1 - 2 + 1 = 0$ ，也满足 $(0, 1, 2) \cdot e = 0$ ，因此它同时垂直于设计矩阵的全 $1$ 列和时间列。

若只有一列全为 $1$ ，即用水平线 $b_{i} \approx C$ 拟合数据，则

A^{T} A = m, A^{T} b = \sum_{i = 1}^{m} b_{i}, \hat{C} = \frac{1}{m} \sum_{i = 1}^{m} b_{i} .

所以“用常数拟合一组数”的最小二乘解就是平均数，投影为 $(\hat{C}, \dots, \hat{C})^{T}$ 。

中心化与离群点

直线拟合中若把时间中心化为

T_{i} = t_{i} - \bar{t}, \bar{t} = \frac{1}{m} \sum_{i = 1}^{m} t_{i},

则 $\sum T_{i} = 0$ ，设计矩阵两列 $(1, \dots, 1)^{T}$ 与 $(T_{1}, \dots, T_{m})^{T}$ 正交，于是

A_{new}^{T} A_{new} = [\begin{matrix} m & 0 \\ 0 & \sum T_{i}^{2} \end{matrix}] .

这会把截距和斜率的正规方程解耦，体现了先正交化列向量的思想。比如时间 $t = 1, 3, 5$ 的平均数是 $3$ ，改用 $T = t - 3$ 后得到 $T = - 2, 0, 2$ ，全 $1$ 列与 $T$ 列正交。若观测值为 $b = (1, 2, 4)^{T}$ ，则

A_{new}^{T} A_{new} = [\begin{matrix} 3 & 0 \\ 0 & 8 \end{matrix}], A_{new}^{T} b = [\begin{matrix} 7 \\ 6 \end{matrix}],

所以 $C = 7 / 3, D = 6 / 8$ 可分开求出。这正是格拉姆-施密特正交化的思想：先让列向量正交，之后 $A^{T} A$ 接近或变成对角矩阵。

平方误差会把大残差按平方放大，所以普通最小二乘对离群点敏感。例如九个观测值为 $0$ 、一个观测值为 $40$ ，用水平线拟合时最小二乘给出平均数 $4$ ，而最小绝对误差会倾向于中位数 $0$ 。这说明 $L_{2}$ 目标计算方便、可微且有投影几何，但在异常值明显时可能不够稳健。

在同一组十个点 $(1, 0), \dots, (9, 0), (10, 40)$ 上，若仍用水平线，平方残差准则给 $C = 4$ ；若最小化最大绝对误差，最佳常数在 $0$ 和 $40$ 中间，给 $C = 20$ ；若最小化绝对残差和，最佳常数回到中位数 $0$ 。若改用直线 $C + D t$ ，则

A^{T} A = [\begin{matrix} 10 & 55 \\ 55 & 385 \end{matrix}], A^{T} b = [\begin{matrix} 40 \\ 400 \end{matrix}],

解得 $C = - 8, D = 24 / 11$ 。这说明离群点不仅会拉动平均高度，也会明显改变拟合斜率。