Si es rango completo, existe el inverso de y obtenemos la estimación de mínimos cuadrados: yX T X β = ( X T X ) - 1 X Y Var ( β ) = σ 2 ( X T X ) - 1XXXXTXXTXX^TXβ^=(XTX)−1XYβ^=(XTX)−1XY\hat\beta = (X^TX)^{-1}XYVar(β^)=σ2(XTX)−1Var(β^)=σ2(XTX)−1\operatorname{Var}(\hat\beta) =...