高斯-馬可夫定理 （英語：Gauss-Markov Theorem ），在統計學 中陳述的是在線性迴歸 模型中，如果線性模型滿足高斯馬可夫假定，則迴歸係數的「最佳線性不偏 估計 」（BLUE，英語：Best Linear unbiased estimator ）就是普通最小平方法估計 。[ 1] 變異數 的估計量 ，同時把對估計量的尋找限制在所有可能的線性不偏估計量中。此外，誤差也不一定需要滿足獨立同分布 或常態分布 。
本定理主要以卡爾·弗里德里希·高斯 和安德烈·馬可夫 命名，雖然高斯的貢獻要遠比馬可夫的重要。高斯以獨立常態分布的假設推導出了結果，而馬可夫將假設放寬到了上述的形式。
對於簡單（一元）線性迴歸模型，
y
=
β
0
+
β
1
x
+
ε
{\displaystyle y=\beta _{0}+\beta _{1}x+\varepsilon }
其中
β
0
{\displaystyle \beta _{0}}
β
1
{\displaystyle \beta _{1}}
非隨機 但不能觀測到的母數，
x
i
{\displaystyle x_{i}}
非隨機 且可觀測到的一般變量，
ε
i
{\displaystyle \varepsilon _{i}}
不可觀測 的隨機變數，或稱為隨機誤差或噪音，
y
i
{\displaystyle y_{i}}
可觀測 的隨機變數。
高斯-馬可夫定理的假設條件 是：
在母體模型中，各變量關係為
y
=
β
0
+
β
1
x
+
ε
{\displaystyle y=\beta _{0}+\beta _{1}x+\varepsilon }
我們具有服從於上述模型的隨機樣本，樣本容量為n（隨機抽樣），
x的樣本結果為非完全相同的數值（解釋變量的樣本有波動），
對於給定的解釋變量，誤差的期望值為零，換言之
E
(
ε
|
x
)
=
0
{\displaystyle {\rm {E}}\left(\varepsilon |x\right)=0}
對於給定的解釋變量，誤差具有相同的變異數，換言之
V
a
r
(
ε
|
x
)
=
σ
2
{\displaystyle {\rm {Var}}\left(\varepsilon |x\right)=\sigma ^{2}}
則對
β
0
{\displaystyle \beta _{0}}
β
1
{\displaystyle \beta _{1}}
β
^
1
=
∑
x
i
y
i
−
1
n
∑
x
i
∑
y
i
∑
x
i
2
−
1
n
(
∑
x
i
)
2
=
Cov
(
x
,
y
)
^
σ
x
^
2
=
ρ
^
x
y
σ
x
^
σ
y
^
,
β
^
0
=
y
¯
−
β
^
1
x
¯
.
{\displaystyle {\hat {\beta }}_{1}={\frac {\sum {x_{i}y_{i}}-{\frac {1}{n}}\sum {x_{i}}\sum {y_{i}}}{\sum {x_{i}^{2}}-{\frac {1}{n}}(\sum {x_{i}})^{2}}}={\frac {\widehat {{\text{Cov}}\left(x,y\right)}}{{\hat {\sigma _{x}}}^{2}}}={\hat {\rho }}_{xy}{\frac {\hat {\sigma _{x}}}{\hat {\sigma _{y}}}},\quad {\hat {\beta }}_{0}={\overline {y}}-{\hat {\beta }}_{1}\,{\overline {x}}\ .}
對於多元線性迴歸模型，
y
i
=
∑
j
=
0
p
β
j
x
i
j
+
ε
i
{\displaystyle y_{i}=\sum _{j=0}^{p}\beta _{j}x_{ij}+\varepsilon _{i}}
x
i
0
=
1
;
i
=
1
,
…
n
.
{\displaystyle x_{i0}=1;\quad i=1,\dots n.}
使用矩陣形式，線性迴歸模型可簡化記為
Y
=
X
β
+
ε
{\displaystyle \mathbf {Y} =\mathbf {X} {\boldsymbol {\beta }}+{\boldsymbol {\varepsilon }}}
Y
=
(
y
1
,
y
2
,
…
,
y
n
)
T
{\displaystyle \mathbf {Y} =(y_{1},y_{2},\dots ,y_{n})^{T}}
X
=
(
x
i
j
)
=
[
1
x
11
x
12
⋯
x
1
p
1
x
21
x
22
⋯
x
2
p
⋮
⋮
⋮
⋱
⋮
1
x
n
1
x
n
2
⋯
x
n
p
]
{\displaystyle \mathbf {X} =(x_{ij})={\begin{bmatrix}1&x_{11}&x_{12}&\cdots &x_{1p}\\1&x_{21}&x_{22}&\cdots &x_{2p}\\\vdots &\vdots &\vdots &\ddots &\vdots \\1&x_{n1}&x_{n2}&\cdots &x_{np}\end{bmatrix}}}
β
=
(
β
0
,
β
1
,
…
,
β
p
)
T
{\displaystyle {\boldsymbol {\beta }}=(\beta _{0},\beta _{1},\dots ,\beta _{p})^{T}}
ε
=
(
ε
1
,
ε
2
,
…
,
ε
n
)
T
{\displaystyle {\boldsymbol {\varepsilon }}=(\varepsilon _{1},\varepsilon _{2},\dots ,\varepsilon _{n})^{T}}
高斯-馬可夫定理的假設條件 是：
E
(
ε
∣
X
)
=
0
{\displaystyle {\rm {E}}\left({\boldsymbol {\varepsilon }}\mid \mathbf {X} \right)=0}
∀
X
{\displaystyle \forall \mathbf {X} }
V
a
r
(
ε
∣
X
)
=
E
(
ε
ε
T
∣
X
)
=
σ
ε
2
I
n
{\displaystyle {\rm {Var}}\left({\boldsymbol {\varepsilon }}\mid \mathbf {X} \right)={\rm {E}}\left({\boldsymbol {\varepsilon }}{\boldsymbol {\varepsilon }}^{T}\mid \mathbf {X} \right)=\sigma _{\varepsilon }^{2}\mathbf {I_{n}} }
I
n
{\displaystyle \mathbf {I_{n}} }
單位矩陣 (Identity Matrix)。則對
β
{\displaystyle {\boldsymbol {\beta }}}
β
^
=
(
X
T
X
)
−
1
X
T
Y
{\displaystyle {\hat {\boldsymbol {\beta }}}=(\mathbf {X} ^{T}\mathbf {X} )^{-1}\mathbf {X} ^{T}\mathbf {Y} }
. New York: John Wiley & Sons. 1971: 119–124. ISBN 0-471-85845-5.
