第四章 方差分量线性回归模型
线性统计模型知识点总结
线性统计模型知识点总结一、线性回归模型1. 线性回归模型的基本思想线性回归模型是一种用于建立自变量和因变量之间线性关系的统计模型。
它的基本思想是假设自变量与因变量之间存在线性关系，通过对数据进行拟合和预测，以找到最佳拟合直线来描述这种关系。
2. 线性回归模型的假设线性回归模型有一些假设条件，包括：自变量与因变量之间存在线性关系、误差项服从正态分布、误差项的方差是常数、自变量之间不存在多重共线性等。
3. 线性回归模型的公式线性回归模型可以用如下的数学公式来表示：Y = β0 + β1X1 + β2X2 + ... + βnXn + ε，其中Y 是因变量，X是自变量，β是模型的系数，ε是误差项。
4. 线性回归模型的参数估计线性回归模型的参数估计通常使用最小二乘法来进行。
最小二乘法的目标是通过最小化残差平方和来寻找到最佳的模型系数。
5. 线性回归模型的模型评估线性回归模型的好坏可以通过很多指标来进行评价，如R-squared（R^2）、调整后的R-squared、残差标准差、F统计量等。
6. 线性回归模型的应用线性回归模型广泛应用于经济学、金融学、市场营销、社会科学等领域，用以解释变量之间的关系并进行预测。
二、一般线性模型（GLM）1. 一般线性模型的基本概念一般线性模型是一种用于探索因变量与自变量之间关系的统计模型。
它是线性回归模型的一种推广形式，可以处理更为复杂的数据情况。
2. 一般线性模型的模型构建一般线性模型与线性回归模型相似，只是在因变量和自变量之间的联系上，进行了更为灵活的变化。
除了线性模型，一般线性模型还可以包括对数线性模型、逻辑斯蒂回归模型等。
3. 一般线性模型的假设一般线性模型与线性回归模型一样，也有一些假设条件需要满足，如误差项的正态分布、误差项方差的齐性等。
4. 一般线性模型的模型评估一般线性模型的模型评估通常涉及到对应的似然函数、AIC、BIC、残差分析等指标。
5. 一般线性模型的应用一般线性模型可以应用于各种不同的领域，包括医学、生物学、社会科学等，用以研究因变量与自变量之间的关系。
各种线性回归模型原理
各种线性回归模型原理线性回归是一种广泛应用于统计学和机器学习领域的方法，用于建立自变量和因变量之间线性关系的模型。
在这里，我将介绍一些常见的线性回归模型及其原理。
1. 简单线性回归模型（Simple Linear Regression）简单线性回归模型是最简单的线性回归模型，用来描述一个自变量和一个因变量之间的线性关系。
模型方程为：Y=α+βX+ε其中，Y是因变量，X是自变量，α是截距，β是斜率，ε是误差。
模型的目标是找到最优的α和β，使得模型的残差平方和最小。
这可以通过最小二乘法来实现，即求解最小化残差平方和的估计值。
2. 多元线性回归模型（Multiple Linear Regression）多元线性回归模型是简单线性回归模型的扩展，用来描述多个自变量和一个因变量之间的线性关系。
模型方程为：Y=α+β1X1+β2X2+...+βnXn+ε其中，Y是因变量，X1,X2,...,Xn是自变量，α是截距，β1,β2,...,βn是自变量的系数，ε是误差。
多元线性回归模型的参数估计同样可以通过最小二乘法来实现，找到使残差平方和最小的系数估计值。
3. 岭回归（Ridge Regression）岭回归是一种用于处理多重共线性问题的线性回归方法。
在多元线性回归中，如果自变量之间存在高度相关性，会导致参数估计不稳定性。
岭回归加入一个正则化项，通过调节正则化参数λ来调整模型的复杂度，从而降低模型的过拟合风险。
模型方程为：Y=α+β1X1+β2X2+...+βnXn+ε+λ∑βi^2其中，λ是正则化参数，∑βi^2是所有参数的平方和。
岭回归通过最小化残差平方和和正则化项之和来估计参数。
当λ=0时，岭回归变为多元线性回归，当λ→∞时，参数估计值将趋近于0。
4. Lasso回归（Lasso Regression）Lasso回归是另一种用于处理多重共线性问题的线性回归方法，与岭回归不同的是，Lasso回归使用L1正则化，可以使得一些参数估计为0，从而实现特征选择。
计量经济学 第4讲 线性回归模型的扩展
多重共线性的诊断
运用一些指标进行诊断
1) 方差膨胀因子：计算每个解释变量的方差膨胀因子VIF，一 般认为如果VIF大于10，说明该变量与其他变量存在高度共 线性
假定10对于大样 本数据不是必需的 假定。
本讲主要考虑放 宽了其余假定后面 临的问题
引言：放宽经典模型的假设
微数缺测性
o 从理论上讲，样本容量n和解释变量数目k必须满足n>k+2 ，才能进行OLS估计和假设检验。但事实上，即便n满足 上述条件，但如果样本很小，那么虽然能够进行估计和检 验，也很难通过t检验。
a.根据模型用OLS方法估计出每个 ui2
b.做以下模型的 OLS回归，得到 Ru2
ui2
0
1 X1i
2 X2i
3 X3i
4
X
2
1i
5
X
2
2i
6
X
2
3i
v
i
7 X1i X 2i 8 X1i X 3i 9 X 2i X 3i vi
o 任意两个解释变量之间的相关系数较大，比如大于0.9 o 解释变量之间的偏相关系数较大
简单方法一般来说不很精确
多重共线性的诊断
运用回归分析进行诊断
o 逐步分析法：先引入经济意义明显，并且在统计上最显著的 解释变量，然后逐步引入其他解释变量。如果新引入的解释 变量使原有解释变量的系数估计值发生明显变化，或t统计量 明显变小，则说明新引入的解释变量与原有解释变量之间存 在多重共线性，可以去掉新引入的解释变量
统计学中的回归模型和方差分析
统计学中的回归模型和方差分析回归模型和方差分析是统计学中非常重要的概念。
回归模型可以用来分析自变量和因变量之间的关系，而方差分析则可以用来比较几个或多个样本之间的差异。
回归模型回归模型是一种用来描述自变量和因变量之间关系的模型。
在统计学中，自变量往往是对因变量有影响的因素，因变量则是要研究的量。
回归模型的目的就是找到自变量和因变量之间的函数关系，使得我们可以根据自变量的值来预测因变量的值。
例如，在经济学中，我们可以用记者会发言次数来预测股票价格的变化。
这里，“记者会发言次数”就是自变量，“股票价格”就是因变量。
我们可以通过回归模型来找到两者之间的关系。
回归模型通常用线性方程表示，即Y = a + bX其中，Y是因变量，X是自变量，a和b是系数。
这个方程描述了两者之间的线性关系，可以用来预测Y的值。
方差分析方差分析则是用来比较几个或多个样本之间的差异的方法。
在实验中，我们通常需要比较两个或多个样本之间的差异，来判断它们是否有显著性差异。
方差分析可以帮助我们确定是否这些差异是由于样本之间的差异导致的，还是由于其他因素导致的。
例如，我们想要比较三种不同种类的肥料对植物生长的影响。
我们可以把植物随机地分成三组，将每组都使用不同种类的肥料进行施肥，并观察每组植物的生长状况。
通过方差分析，我们可以确定这些组之间的差异是否是由于肥料的不同导致的，还是由于其他因素导致的。
总结回归模型和方差分析是统计学中非常重要的概念。
回归模型可以用来分析自变量和因变量之间的关系，而方差分析则可以用来比较几个或多个样本之间的差异。
这两个方法都是统计学中非常有效的工具，可以帮助我们更好地分析和理解数据。
《线性回归模型》课件
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线性回归模型的假设条件
独立观测值
假设数据点之间相互独立，不 存在相互依赖关系。
无异常值或离群点
假设数据集中没有异常值或离 群点，因为它们可能会对回归 线的拟合产生不利影响。
线性关系
假设因变量与自变量之间存在 线性关系，即它们之间的关系 可以用一条直线来描述。
无多重共线性
假设自变量之间不存在多重共 线性，即它们之间不存在高度 的线性相关性。
详细描述
线性回归模型可以通过分析历史股票数据，找到影响股票价格的关键因素，如市场情绪 、公司业绩、宏观经济指标等。通过建立线性回归方程，可以预测未来股票价格的走势
，为投资者提供参考。
销售预测
总结词
线性回归模型可以用于预测公司未来销售额 ，帮助企业制定合理的销售计划和市场策略 。
详细描述
通过收集历史销售数据，线性回归模型可以 分析影响销售额的关键因素，如市场需求、 产品价格、竞争对手情况等。通过建立线性 回归方程，可以预测未来一段时间内的销售 额，帮助企业制定合理的销售计划和市场策 略。
疾病风险预测
总结词
线性回归模型可以用于预测个体患某种疾病 的风险，帮助医生制定个性化的预防和治疗 方案。
详细描述
线性回归模型可以通过分析个体的基因、生 活习惯、家族病史等数据，找到与疾病风险 相关的因素。通过建立线性回归方程，可以 预测个体患某种疾病的风险，帮助医生制定 个性化的预防和治疗方案，提高疾病的预防
它使用最小二乘法或其它优化方法来 找到最佳拟合直线，使得因变量的预 测值与实际值之间的平方误差最小化 。
线性回归模型的应用场景
预测连续值
解释变量关系
线性回归模型的基本原理
线性回归模型的基本原理1. 引言线性回归模型是统计学中最基础的模型之一，也是机器学习的重要组成部分。
它以线性关系描述自变量和因变量之间的关系，通过最小化预测值与实际观测值之间的差异来拟合数据。
本文将介绍线性回归模型的基本原理，包括模型表示、损失函数、参数估计、优化方法等方面的内容。
2. 模型表示在线性回归模型中，假设自变量x和因变量y之间存在一个线性关系，可以用如下的数学表示来描述：y = β₀ + β₁x₁ + β₂x₂ + … + βₚxₚ + ε其中，y表示因变量，x₁、x₂、…、xₚ表示自变量，β₀、β₁、β₂、…、βₚ表示模型的参数，ε表示误差项。
在该模型中，自变量的个数可以是任意多个。
3. 损失函数为了评估模型的拟合程度，需要定义一个损失函数来衡量预测值与实际观测值之间的差异。
常用的损失函数是平方损失函数：L(β) = ∑(yᵢ - ŷᵢ)²其中，yᵢ表示实际观测值，ŷᵢ表示对应的预测值。
通过最小化损失函数，可以得到模型参数的最优解。
4. 参数估计为了确定参数的值，需要使用训练数据进行参数估计。
常用的方法是最小二乘法（Ordinary Least Squares, OLS）。
最小二乘法通过最小化平方误差来估计参数：βₚ = (XᵀX)⁻¹Xᵀy其中，X是设计矩阵，包含自变量对应的观测值；y是因变量对应的观测值；(XᵀX)⁻¹表示矩阵XᵀX的逆矩阵。
5. 优化方法除了最小二乘法外，还有许多其他优化方法可以用于参数估计，如梯度下降法（Gradient Descent）、牛顿法（Newton’s Method）等。
这些方法可以根据具体情况选择合适的优化算法来求解。
梯度下降法：通过迭代调整参数来逐步减小损失函数的值，直到达到最优解。
梯度下降法的核心思想是朝着负梯度方向更新参数，不断接近最优解。
具体步骤包括初始化参数、计算梯度、更新参数等。
牛顿法：利用二阶导数信息来更新参数，相比梯度下降法更快收敛。
第四章多元线性回归优品ppt
一、多重判定系数(multiple coefficient of determination)
务数据(表1). 试建立不良贷款(y)与贷款余额(x )、累计应收贷 某商业银行2002年的有关业务数据
提由高于模 样型本的多拟重合判优定度系，数因的为分样母本SS参T数对估给计定量的的样标本准数差据与是残不差变平的方，和而呈S正S比R ，与模引型进优回度归越方高程，的残自差变平量方个1和数应有越关小. 。
4
3.2
5
7.8
6
2.7
7
1.6
8 12.5
9
1.0
10 2.6
11 0.3
12 4.0
13 0.8
14 3.5
15 10.2
16 3.0
17 0.2
18 0.4
19 1.0
20 6.8
21 11.6
22 1.6
23 1.2
24 7.2
25 3.2
111.3 173.0 80.8 199.7 16.2 107.4 185.4 96.1 72.8 64.2 132.2 58.6 174.6 263.5 79.3 14.8 73.5 24.7 139.4 368.2 95.7 109.6 196.2 102.2
90.9 73.7 14.5 63.2 2.2 20.2 43.8 55.9 64.3 42.7 76.7 22.8 117.1 146.7 29.9 42.1 25.3 13.4 64.3 163.9 44.5 67.9 39.7 97.1
为模型的参数，称偏回归系数. 是未知参数，可以根据样本数据作估计.
multiple
regression
equation)
线性回归模型的基本原理
线性回归模型的基本原理线性回归是一种常用的统计分析方法，用于建立自变量和因变量之间的线性关系模型。
它的基本原理是通过拟合一条直线或者超平面来描述自变量和因变量之间的关系，从而进行预测和分析。
一、线性回归模型的表示线性回归模型可以表示为：Y = β0 + β1X1 + β2X2 + ... + βnXn + ε其中，Y表示因变量，X1、X2、...、Xn表示自变量，β0、β1、β2、...、βn表示模型的系数，ε表示误差项。
二、模型参数的估计线性回归模型的参数估计是通过最小二乘法来实现的。
最小二乘法的目标是使得模型预测值与实际观测值之间的残差平方和最小化。
具体而言，我们需要求解模型参数β0、β1、β2、...、βn，使得残差平方和最小。
可以通过求解下面的正规方程组来得到参数的估计值：X'Xβ = X'Y其中，X是自变量矩阵，X'表示X的转置，Y是因变量向量，β是参数向量。
三、模型的评估在得到模型的参数估计值之后，我们需要对模型进行评估，以判断模型的拟合程度和预测能力。
常用的评估指标包括：1. 残差平方和（SSE）：表示模型预测值与实际观测值之间的差异程度，SSE越小表示模型拟合程度越好。
2. 均方误差（MSE）：是SSE除以样本量的平均值，用于衡量模型的预测能力。
3. 决定系数（R-squared）：表示模型解释变量的方差比例，取值范围为0到1，越接近1表示模型的解释能力越强。
四、模型的应用线性回归模型广泛应用于各个领域，例如经济学、金融学、社会科学等。
它可以用于预测和分析各种现象和问题，如股票价格预测、销售量预测、房价预测等。
线性回归模型的优点是简单易懂，计算效率高，可以提供可解释性强的结果。
然而，线性回归模型也有一些限制，例如对于非线性关系的建模能力较弱，容易受到异常值的影响。
五、模型的改进为了克服线性回归模型的一些限制，研究者们提出了许多改进的方法，如岭回归、lasso回归、弹性网等。
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第四章 方差分量线性回归模型本章考虑的线性模型不仅有固定效应、随机误差，而且有随机效应。
我们先从随机效应角度理解回归概念，导出方差分量模型，然后研究模型三种主要解法。
最后本章介绍关于方差分量模型的两个前沿研究成果，是作者近期在《应用数学学报》与国际数学杂志《Communications in Statistics 》上发表的。
第一节 随机效应与方差分量模型一、随机效应回归模型前面所介绍的回归模型不仅都是线性的，而且自变量看作是固定效应。
我们从资料对npi i i X X Y 11},,{ 出发建立回归模型，过去一直是把Y 看作随机的，X 1，…，X p 看作非随机的。
但是实际上，自变量也经常是随机的，而并不是我们可以事先设计好的设计矩阵。
我们把自变量也是随机变量的回归模型称为随机效应回归模型。
究竟一个回归模型的自变量是随机的还是非随机的，要视具体情况而定。
比如一般情况下消费函数可写为)(0T X b C C -+=（4.1.1）这里X 是居民收入，T 是税收，C 0是生存基本消费，b 是待估系数。
加上随机扰动项，就是一元线性回归模型ε+-+=)(0T X b C C（4.1.2）那么自变量到底是固定效应还是随机效应?那要看你采样情况。
如果你是按一定收入的家庭去调查他的消费，那是取设计矩阵，固定效应。
如果你是随机抽取一些家庭，不管他收入如何都登记他的收入与消费，那就是随机效应。
对于随机效应的回归模型，我们可以从条件期望的角度推导出与最小二乘法则等价的回归函数。
我们希望通过X 预测Y ，也就是要寻找一个函数),,()(1p X X M X M Y ==，当X 的观察值为x 时，这个预测的误差平均起来应达到最小，即22)]([min )]([X L Y E X M Y E L-=-（4.1.3）这里min 是对一切X 的可测函数L(X)取极小。
由于当)|()(X Y E X M =（4.1.4）时，容易证明0)]()()][([=--X L X M X M Y E（4.1.5）故当)|()(X Y E X M =时，222)]()([)]([)]([X L X M E X M Y E X L Y E -+-=-（4.1.6）要使上式左边极小，只有取)|()()(X Y E X M X L ==。
这个结果告诉我们，预测函数取作条件期望E (Y |X )时，可使预测误差最小。
我们还可以证明，此时M (X )=E (Y |X )与Y 具有最大相关，即))(,( max ))(,(LX L Y X M Y ρρ=（4.1.7）这里ρ表示相关系数。
这是因为当)|()(X Y E X M =时，易证))(),((Cov ))(,(Cov X L X M X L Y =,同时))(),((Cov ))(,(Cov X M X M X M Y =,于是))(,( ))(,())(),(( )]([)]([)()]([)]([)]([))(),((Cov )]([)())(,(Cov )]([)())(,(Cov ))(,(2222222X M Y X M Y X L X M X M D X M D Y D X M D X L D X M D X L X M X L D Y D X L M X L D Y D X L Y X L Y ρρρρ≤⋅=⋅⋅====等号当且仅当1|))(),((|=X L X M ρ（4.1.8）时成立，此时L (X )是M (X )的线性函数。
(4.1.3)与(4.1.7)表达了)|()(X Y E X M =的极好性质，我们称)|()(X Y E X M Y ==（4.1.9）为Y 关于X 的回归曲线。
上面的L (X )可取一切函数。
如果限定L (X )是X 的线性函数，即要限定L2110min ]|)([|=+++-m m X X Y E βββ（4.1.10）这里Lmin 是对X 的一切线性函数取极小，则称满足上式的线性函数为Y 关于X 的回归直线。
我们可以求出m βββ,,,10 的解。
记),(1'=m βββ ，则]|)([|),(21100m m X X Y E L βββββ+++-=)(22Y D R R b XY XX +'-'+βββ（4.1.11）这里)()(110m m EX EX Y E b βββ+++-= （4.1.12）]))([('--=EX X EX X E R XX⎥⎥⎥⎦⎤⎢⎢⎢⎣⎡=)(D ),(Cov ),(Cov ),(Cov ),(Cov211211m m m m X X X X X X X X X DX （4.1.13）),(Cov ,),,(Cov (1'=m XY X Y X Y R（4.1.14）对L (β0，β)求微分(矩阵微商公式AX AX X X2)(='∂∂)得： ⎩⎨⎧==XYXX R R b β0（4.1.15）解得⎪⎩⎪⎨⎧='-=-XYXX R R X E EY 10ˆ)(ˆˆβββ （4.1.16）这里当然假定1-XX R 存在，否则使用广义逆。
此时的预测误差方差是)(ˆ2ˆˆ ]|)ˆˆˆ([|)ˆ,ˆ(21100Y D R R X X Y E L XY XY mm +'-'=+++-=ββββββββXY XX XY Y R R R 12-'-=σ（4.1.17） Y XY XXXY XY R RR σρ/)(211-'=（4.1.18）为复相关系数。
它指出了Y 与多元变量m X X X ,,1 =之间的线性相关程度，是一元相关系数DYY X r XY DX ),(Cov =（4.1.19）的推广。
从条件期望角度我们导出的随机效应回归模型的回归直线表达式，与从最小二乘角度导出的固定效应的回归方程，表达式是等价的，所以从计算角度，我们不怎么区分。
二、方差分量模型概念上段我们建立了随机效应概念，将自变量也视作随机变量，这就可以导出方差分量模型。
方差分量模型研究工作的奠基人是我国最早的统计学家许宝驭马录先生。
还是刚才提到的消费函数回归模型，我们作随机抽样。
考虑居民按职业的分类，如工人、教师、医生、律师、店员等等，记为m i X i ,,1, =，我们从这些职业中随机抽取了n 个样本，则模型可写为m i n j T X b C C ij i i ij ,,1,,,1 ,)(0 ==+-+=ε（4.1.20）这里X i 可看作是第i 种职业对收入的效应。
如果我们事先安排好取哪个职业的，当然X i 是固定效应。
可是我们现在对职业选取是随机的，而且我们还想研究职业效应的方差，这就导入了方差分量模型，因为现在C ij 的方差由两部分组成：22220)(V ar εσσσ+==X ij b C（4.1.21）为了数学符号统一，我们将经济学中的符号改过来，刚才建立的模型是n j m i U Y ij i ij ,,1,,,1 ,11 ==++=εξμ（4.1.22）它有一项固定效应μ，一项随机效应ξ1，一项随机误差ε。
如果还要考虑地区因素对消费的影响，还可以加进第二个随机效应ξ2，于是可得模型εξξμ+++=2211U U Y（4.1.23）这次我们省掉了取值的标记，Y 的方差由三项组成。
一般地，我们建立方差分量模型如下：m m U U X Y ξξβ+++= 11（4.1.24）这里有固定效应向量β，随机效应向量),,,(21'=m ξξξξ（4.1.25）并且将随机误差项ε也并入了随机效应向量去。
设计矩阵X 以及),,,(21m U U U U =（4.1.26）都是已知的。
对于随机效应m i i ,,1, =ξ,合理的假定是⎪⎩⎪⎨⎧==≠==mi D ji E i i j i i ,,1,)(,0),(Cov ,0)(2σξξξξ （4.1.27）当然以后有时还可以考虑ξi 是向量的情况，不过这里假定每个ξi 是一维变量。
记m m i i i V V m i U U V 2121 ,,,1,σσ++=∑='= ，（4.1.28）则方差分量模型可记为∑==)(Var ,)(Y X Y E β（4.1.29）模型的主要任务是要估计固定效应向量β与方差分量22221,,,mσσσ 。
和一般的多元线性回归模型相比，就是待估的方差多了。
通过这些介绍，我们就可以方便地将各种经济方面的普通线性回归模型改造成方差分量模型，当然要根据实际。
第二节 方差分量模型的解法对于方差分量模型⎪⎪⎩⎪⎪⎨⎧∑∆'==+++=∑=⨯⨯⨯⨯⨯⨯⨯i i i m i p m p n m p p n p p n n U U Y X Y E U U X Y m m 21111111)(Var ,)(11σβξξβ （4.2.1）一般都采用二步估计法，首先估计方差分量221,,mσσ ，然后再估计固定效应β。
按照广义最小二乘Y X X X 11ˆ)ˆ(*---∑'∑'=β （4.2.2）其中i i i mi U U '=∑∑=21ˆˆσ（4.2.3）所以方差分量模型解法的关键是估计方差分量。
以下介绍的方法，也都是针对方差分量估计方法而言的。
一、方差分析法先从一个简单的模型结合数据结构形象地说明方法。
考虑模型n j m i Y ij i ij ,,1,,,1 ,0 ==++=εξβ（4.2.4）β为总平均，是固定效应，ξ1,…，ξm是随机效应，j i E j i i ≠==,0),(Cov ,0ξξξ，m i A i ,,1,)(Var 2==σξ。
对于随机误差2)(V ar ,εσεξ=ij ij 。
这个模型如果记作方差分量模型的标准形式是εξβ++=U X Y 0（4.2.5）其中设计阵X =(1,1,…，1)′，随机效应矩阵为mU 1 0 1 1 0 1 00 10 0 1⎥⎥⎥⎥⎥⎥⎥⎥⎥⎥⎥⎥⎥⎥⎦⎤⎢⎢⎢⎢⎢⎢⎢⎢⎢⎢⎢⎢⎢⎢⎣⎡= m k k（4.2.6）我们手中资料只有),,,,,,,(221111m k k k Y Y Y Y Y Y =我们采用(4.2.4)记法方便一些，将资料Y 排成表方差分析主要掌握三点，一是计算组内差、组间差，二是作平方和分解，三是计算各自的自由度。
先计算总平均：ij kj m i Y mk Y ∑∑==⋅⋅=111（4.2.7）总变差(全体资料与总平均的偏差平方和)：211)(⋅⋅==-=∑∑Y Y S ij kj m i T（4.2.8）各组平均(各组资料横向相加并平均)m i Y k Y ij kj i ,,1 ,11==∑=⋅（4.2.9）组间差(各组平均数与总平均数的偏差平方和))(11⋅⋅⋅==-=∑∑Y Y S i mi k j A（4.2.10）组内差(各组数据与本组平均数的偏差平方和)211)(⋅==-=∑∑i ij kj m i Y Y S ε（4.2.11）则必有平方和分解εS S S A T +=（4.2.12）将各平方和除以各自的自由度。