想象你是村庄里种番茄的阿杰。左手是用了几年的老肥料,右手是从远方集市买来的“神奇肥”。你想知道:神奇肥到底让番茄增产了吗?最直觉的做法,是把两块田的平均收成比一比。但真正的因果判断,需要同一株番茄同时拥有两种命运:一种用了神奇肥,一种没用。现实世界只允许它走其中一条路,另一条路永远只存在于想象中。 这就是潜在结果框架的起点。在这个框架里,每一株番茄都有一本“平行宇宙账本”:用了新肥会结多少果,不用新肥又会结多少果。可惜我们只能翻开被现实选中那一页。稳定单位处理值假设,英文简称 SUTVA,是这两页账必须遵守的两把尺子:第一,我的番茄不能被邻居田飘来的肥料影响;第二,“神奇肥”必须是同一种东西,不能液体粉末混着来。两把尺子都准了,两组平均收成的差,才配叫因果效应。

岗位关联

对 AI 从业者来说,SUTVA 是因果推断与可解释 AI 的地基。只有理解它,你才能判断 A/B 测试的结论是否可信、模型的反事实解释是否站得住脚,避免把相关当因果。

目录
  1. 可视化演示
  2. 因果推断基础:一株番茄的两个平行宇宙
  3. 潜在结果框架:给看不见的格子记账
  4. SUTVA 第一支柱:互不干扰
  5. SUTVA 第二支柱:一致性
  6. 失效场景应对:当两把尺子都失灵
  7. 实践检验与 AI 应用价值
  8. AI 应用场景
  9. Python 演示
  10. 常见误区
  11. 面试题

可视化演示

展示因果推断中SUTVA假设(无干扰+单一处理版本)、社交网络干扰效应违反机制、以及邻居处理比例诊断策略。切换模式查看各维度。

本节配有交互动效(进入视口后自动加载,约 3KB)。

SUTVA假设:无干扰与单一处理版本 SUTVA要求每个个体的潜在结果仅取决于自身处理状态:Y_i(T_i)而非Y_i(T_1,...,T_N),包含无干扰(个体间无处理效应传递)和单一处理版本(处理组接受等效处理)两条子假设 Rubin(1980)提出,是Neyman-Rubin潜在结果框架的基石,使因果效应可识别:τ=E[Y(1)-Y(0)],无SUTVA时潜在结果维度爆炸无法估计 SUTVA: Y_i = Y_i(T_i), not Y_i(T_1, T_2, ..., T_N); τ = E[Y(1)] - E[Y(0)] SUTVA是因果推断的可识别性基础

因果推断基础:一株番茄的两个平行宇宙

阿杰今年很纠结:左手是老肥料,右手是新买的“神奇肥”。他想知道,新肥料到底让番茄增产了吗?直觉告诉他,应该把两块田的平均收成比一比。可仔细一想,两块田的土壤、光照、浇水方式都不同,表面差异根本说不清是谁的功劳。真正的因果判断,需要在同一株番茄身上同时看到两种命运:一种用了神奇肥,一种没用。现实世界只允许它走其中一条路。

这正是反事实思维的起点。所谓潜在结果,就是每一株番茄在“如果用新肥”和“如果不用新肥”两个平行世界里各自的收成。因为世界只会选择一条路,另一个结果永远是看不见的反事实。于是我们把问题从“相关”抬到“因果”:相关看的是实际看到的两个群体的差异,因果看的是同一批对象在两种处理状态下的差异。

在数学上,对第 \(i\) 株番茄,用 \(Y_i(1)\) 表示使用新肥的收成,用 \(Y_i(0)\) 表示不用新肥的收成。个体因果效应就是两者之差。这个差值没法直接观测,但它是所有因果问题的出发点。

回到阿杰,他不能只看平均产量差就宣布神奇肥有效。如果两块田土壤不同、光照不同,观察到的差异可能来自别处。反事实思维提醒我们:因果效应藏在同一个个体的两种命运之间,而不是两个不同群体的表面差距。

τi=Yi(1)−Yi(0)\displaystyle \tau_i = Y_i(1) - Y_i(0)
如果上帝给你一份完整的平行宇宙清单,这个差值就是每株番茄的因果效应;可惜你只能翻开被现实选中那一页。
  1. 结果变量\(Y_i(1)\) 是第 \(i\) 株番茄接受处理时的潜在结果,\(Y_i(0)\) 是未接受处理时的潜在结果。
    Yi(1), Yi(0)\displaystyle Y_i(1),\ Y_i(0)
  2. 个体因果效应用处理结果减去未处理结果,得到这一株番茄自己的因果效应。
    τi=Yi(1)−Yi(0)\displaystyle \tau_i = Y_i(1) - Y_i(0)
  3. 观测困境下标 \(i\) 对应同一个体,但现实只显示一个结果,另一个成为缺失的反事实。
    τi 通常不可直接观测\displaystyle \tau_i \text{ 通常不可直接观测}

潜在结果框架:给看不见的格子记账

阿杰决定换一种思路。他给每一株番茄建一张账本:第一行写着“若用神奇肥”,第二行写着“若不用神奇肥”。这本账就是潜在结果框架,也叫 Rubin 因果模型。它的核心是把每个个体所有可能处理下的结果写成一张完整的潜在结果表:每一行是一个个体,每一列是一种处理水平。

现实中,我们只记录被分配到的那一格,其他格子全是缺失数据。这张表把因果推断转化成了“缺失数据问题”:如果能把缺失格子补上,因果效应立刻可见。处理分配机制就是决定打开哪一个格子的规则,它可以是随机抛硬币,也可以是某个复杂的策略。

用 0/1 变量 \(Z_i\) 表示阿杰是否给第 \(i\) 株番茄施新肥,则观测结果可以写成:

阿杰的账本越记越厚,但他发现一个更重要的问题:如果隔壁田的肥料被风吹过来,对照组番茄也偷偷吸收了神奇肥,那么账本上的“未处理结果”就不再干净。要解决这个问题,还需要给账本立下新的规矩。

Yiobs=ZiYi(1)+(1−Zi)Yi(0)\displaystyle Y_i^{\text{obs}} = Z_i Y_i(1) + (1-Z_i)Y_i(0)
这个公式像一个开关:当 \(Z_i=1\) 时,第一个潜在结果被点亮;当 \(Z_i=0\) 时,第二个潜在结果被点亮。你看到的永远是被开关选中的那一格。
  1. 处理指示器\(Z_i\) 取 1 表示施肥,取 0 表示不施肥,它是一个随机或非随机的分配结果。
    Zi∈{0,1}\displaystyle Z_i \in \{0,1\}
  2. 选择机制当 \(Z_i=1\) 时,\(1-Z_i=0\),公式只保留 \(Y_i(1)\);当 \(Z_i=0\) 时,保留 \(Y_i(0)\)。
    Yiobs=ZiYi(1)+(1−Zi)Yi(0)\displaystyle Y_i^{\text{obs}} = Z_i Y_i(1) + (1-Z_i)Y_i(0)
  3. 缺失数据视角每个个体只有一个被观测的结果,另一个潜在结果永远缺失。
    Yi(1) 与 Yi(0) 至多观测其一\displaystyle Y_i(1) \text{ 与 } Y_i(0) \text{ 至多观测其一}

SUTVA 第一支柱:互不干扰

这天,阿杰发现风把新肥吹到了隔壁田。对照组的番茄虽然没有直接施肥,却因为沾了飘来的肥料颗粒而长得更好。此时,对照组的结果不再代表 \(Y_i(0)\),而是被别人的处理污染了。稳定单位处理值假设的第一支柱,就是要求每个单位的结果不受其他单位处理状态的影响。

在数学上,把全田所有番茄的处理状态写成一个向量 \(Z=(Z_1,Z_2,\dots,Z_n)\)。第 \(i\) 株番茄的结果原本可以写成 \(Y_i(Z)\),也就是依赖全体处理状态的函数。SUTVA 要求它退化成只依赖自己那一份处理:

阿杰把这条规则记成“各扫门前雪”。在学校里也一样:如果一位同学参加辅导班,把笔记借给全班,最后全班成绩都提高了,那就很难说清辅导班对某个同学的真实效果。这种网络溢出效应,正是 SUTVA 想要排除的干扰。

Yi(Z)=Yi(Zi)\displaystyle Y_i(Z) = Y_i(Z_i)
这句话的意思是:别人的处理不能钻进我的田里。只要等式成立,我的结果只与我自己有没有施肥有关,和邻居、同学、同村人都无关。
  1. 处理向量\(Z=(Z_1,\dots,Z_n)\) 表示所有番茄是否施肥的完整名单。
    Z=(Z1,Z2,…,Zn)\displaystyle Z = (Z_1, Z_2, \dots, Z_n)
  2. 自身处理\(Z_i\) 是第 \(i\) 株番茄自己的处理状态,其他下标不影响它。
    Zi∈{0,1}\displaystyle Z_i \in \{0,1\}
  3. 互不干扰等式等号左边依赖全体处理,右边只依赖自身处理;两者相等时,别人的处理对我不产生任何影响。
    Yi(Z)=Yi(Zi)\displaystyle Y_i(Z) = Y_i(Z_i)

SUTVA 第二支柱:一致性

处理完了“邻居干扰”,阿杰又遇到新麻烦。他从两家店各买了一瓶“神奇肥”,一瓶是液体,一瓶是粉末。虽然都叫同一个名字,但实际成分、用法、效果完全不同。此时“施了新肥”这个处理不再只有一个版本,\(Y_i(1)\) 到底指液体版还是粉末版?因果效应瞬间失去定义。

SUTVA 的第二支柱叫一致性,它要求处理值与潜在结果一一对应:当 \(Z_i=1\) 时,观测到的结果必须就是 \(Y_i(1)\);当 \(Z_i=0\) 时,观测到的结果必须就是 \(Y_i(0)\)。用公式表达就是:

阿杰把这条规则记成“同一种药,同一种疗效”。在 AI 系统中也一样:如果一个推荐策略在不同城市、不同设备上有完全不同的逻辑,那么“是否采用新策略”这个处理变量就不一致,实验结论也会变得模棱两可。

Yiobs={Yi(1),Zi=1Yi(0),Zi=0\displaystyle Y_i^{\text{obs}} = \begin{cases} Y_i(1), & Z_i=1 \\ Y_i(0), & Z_i=0 \end{cases}
一致性听起来像废话,其实非常严格。它排除了“隐形版本”:只要“新肥料”有液体和粉末两种版本,\(Y_i(1)\) 就不是一个数,因果效应就无法定义。
  1. 观测结果\(Y_i^{\text{obs}}\) 是现实世界中测到的番茄产量,所有因果分析都从这里出发。
    Yiobs\displaystyle Y_i^{\text{obs}}
  2. 条件匹配当 \(Z_i=1\) 时,\(Y_i^{\text{obs}}\) 必须等于 \(Y_i(1)\);当 \(Z_i=0\) 时,必须等于 \(Y_i(0)\)。
    Yiobs=Yi(Zi)\displaystyle Y_i^{\text{obs}} = Y_i(Z_i)
  3. 版本唯一如果处理本身有多个版本,等式右侧就不是唯一值,因果效应失去定义。
    Yi(1) 必须是良定义的单一数值\displaystyle Y_i(1) \text{ 必须是良定义的单一数值}

失效场景应对:当两把尺子都失灵

阿杰终于明白,SUTVA 不是自动成立的,它需要设计者主动守护。最经典的失效场景有两大类。第一类是互不干扰被打破:疫苗的群体免疫、社交网络里的信息传播、补习班同学之间的笔记共享,都会让一个人的结果被另一个人的处理影响。第二类是一致性被打破:药品批次不同、算法版本悄悄升级、服务端和客户端配置不一致,都会让同一个“处理”变成好几个不同的处理。

当 SUTVA 成立,并且处理是随机分配时,平均因果效应 ATE 可以由两个组的观测均值之差识别:

应对 SUTVA 失效,阿杰学到几个方法。最直接的是集群随机化:把一整片地块或一个社交网络社群作为随机单位,避免处理外溢到对照组。其次是敏感性分析:假设存在一定程度的干扰,检验结论是否依然稳健。最后是设计诊断:在设计阶段记录单位之间的接触关系,把网络结构纳入分析。

E[Yi(1)−Yi(0)]=E[Yi∣Zi=1]−E[Yi∣Zi=0]\displaystyle \mathbb{E}[Y_i(1)-Y_i(0)] = \mathbb{E}[Y_i \mid Z_i=1] - \mathbb{E}[Y_i \mid Z_i=0]
这是因果推断里最漂亮的桥梁之一:把看不见的潜在结果差,换成看得见的组间均值差。但这座桥的桥墩正是 SUTVA,桥墩不稳,桥就会塌。
  1. 平均因果效应左边是全体番茄在两种平行世界里的平均收成差,这是我们真正想要的答案。
    E[Yi(1)−Yi(0)]\displaystyle \mathbb{E}[Y_i(1)-Y_i(0)]
  2. 可观测替代右边是处理组平均收成减去对照组平均收成,是现实中能直接算出的数字。
    E[Yi∣Zi=1]−E[Yi∣Zi=0]\displaystyle \mathbb{E}[Y_i \mid Z_i=1] - \mathbb{E}[Y_i \mid Z_i=0]
  3. 识别条件随机化保证两组除处理外可交换,SUTVA 保证没有溢出和版本问题,等式才成立。
    SUTVA + 随机化⇒均值差 =ATE\displaystyle \text{SUTVA + 随机化} \Rightarrow \text{均值差 } = \text{ATE}

实践检验与 AI 应用价值

阿杰的番茄田,慢慢变成了 AI 的决策场。推荐系统想问:“把优惠券推给这个用户,到底能不能提升他的下单率?”医疗 AI 想问:“给这位患者使用这个药,血压会不会比不用更好?”这些问题本质上都在估计 \(Y_i(1)-Y_i(0)\)。而 SUTVA 正是这些问题能否被回答的前提。

在因果机器学习中,我们常用条件平均处理效应来描述一个具体人群的因果效果。给定特征 \(X_i=x\),可以定义:

对 AI 从业者来说,SUTVA 不仅是一个理论名词,更是一份工程检查单。上线一款推荐策略前,先问:用户之间会不会通过社交关系互相影响?新版策略的逻辑在所有端点上是否一致?这两问过后,模型的输出才更有资格叫“因果”,而不只是“相关”。

τ(x)=E[Yi(1)−Yi(0)∣Xi=x]\displaystyle \tau(x) = \mathbb{E}[Y_i(1)-Y_i(0) \mid X_i=x]
这里的 \(x\) 相当于阿杰对不同地块的土壤画像。同一个处理在不同土壤上的效果可能不同,因此要从“平均效应”走向“个性化效应”,就必须先保证潜在结果定义清晰、互不干扰。
  1. 特征画像\(X_i=x\) 表示把第 \(i\) 株番茄的土壤、光照、品种等特征固定为一个具体画像。
    Xi=x\displaystyle X_i = x
  2. 条件期望在特征等于 \(x\) 的人群里,对个体因果效应取平均。
    E[Yi(1)−Yi(0)∣Xi=x]\displaystyle \mathbb{E}[Y_i(1)-Y_i(0) \mid X_i=x]
  3. 个性化因果不同 \(x\) 对应不同的 \(\tau(x)\),这成为升级型模型、反事实解释和精准决策的数学入口。
    τ(x)=μ^1(x)−μ^0(x)\displaystyle \tau(x) = \hat{\mu}_1(x) - \hat{\mu}_0(x)

AI 应用场景

场景一:推荐系统里的“阿杰式增量”

阶段:模型训练与评估

解决的问题:传统推荐模型只预测点击率,无法回答“这个广告推给用户是帮助他还是打扰他”;如果用户之间会互相看到对方的新策略,对照组也可能被潜移默化,均值差是污染过的。

具体案例:某内容平台的推荐算法用增量模型估计每个用户的 \(Y_i(1)-Y_i(0)\),并用小流量集群实验校验 SUTVA,再决定是否全量推新策略。

场景二:医疗 AI 的药物效果反事实解释

阶段:可解释 AI 与高可靠决策

解决的问题:电子病历是观测数据而非随机实验;如果同一药品有不同剂型,一致性会被破坏,医生看到的模型解释也会失真。

具体案例:医疗 AI 系统在预测患者用药后的血压时,先检查处理版本是否唯一,再输出“该药预计让血压下降多少”的个体化归因,并附加敏感性分析。

场景三:A/B 测试平台的 SUTVA 体检

阶段:实验设计与数据采集

解决的问题:社交产品中,用户会看到好友的新功能状态,存在网络溢出,直接做个体级 A/B 会低估或高估功能效果。

具体案例:某社交 App 测试“分享得红包”时,按社群做集群随机化,并在分析中显式加入邻居处理变量,得到更可信的因果估计。

Python 演示

python34 行
import numpy as np def simulate(interference=False, inconsistent=False, seed=42):    rng = np.random.default_rng(seed)    n = 200    y0 = rng.normal(50, 10, n)    effect = rng.normal(8, 3, n)    y1 = y0 + effect    z = rng.binomial(1, 0.5, n)    y_obs = np.where(z == 1, y1, y0)     if interference:        neighbor_has_treatment = np.zeros(n, dtype=bool)        neighbor_has_treatment[1:] = z[:-1] == 1        overflow = neighbor_has_treatment & (z == 0)        y_obs = np.where(overflow, y_obs + 5.0, y_obs)     if inconsistent:        low_version = rng.binomial(1, 0.5, n) == 1        y_obs = np.where((z == 1) & low_version, y0 + 2.0, y_obs)     true_ate = float((y1 - y0).mean())    naive_ate = float(y_obs[z == 1].mean() - y_obs[z == 0].mean())    return true_ate, naive_ate if __name__ == "__main__":    cases = [        ("SUTVA_ok", dict()),        ("no_interference", dict(interference=True)),        ("no_consistency", dict(inconsistent=True)),    ]    for name, kwargs in cases:        true_ate, naive_ate = simulate(**kwargs)        print(f"{name}: true_ate={true_ate:.2f}, naive_ate={naive_ate:.2f}")
目的:模拟一株番茄的“平行宇宙”,对比 SUTVA 成立、互不干扰被破坏、一致性被破坏三种场景下,真实因果效应与朴素均值差的偏差。
  1. y1 = y0 + effect为每个样本生成另一个潜在结果,体现反事实世界。
  2. z = rng.binomial(1, 0.5, n)用随机硬币决定每个样本是否接受处理。
  3. y_obs = np.where(z == 1, y1, y0)只观测被分配的那一个潜在结果,对应一致性。
  4. neighbor_has_treatment[1:] = z[:-1] == 1构造“前一个样本接受处理”的邻居信息。
  5. y_obs = np.where(overflow, y_obs + 5.0, y_obs)让部分对照样本被处理溢出污染,破坏互不干扰。
  6. true_ate = float((y1 - y0).mean())上帝视角下用全部潜在结果算出的真实因果效应。
  7. naive_ate = float(y_obs[z == 1].mean() - y_obs[z == 0].mean())现实世界中只能算出的朴素组间均值差。

常见误区

误区“我把样本随机分成两组,SUTVA 自然就成立了,因果结果一定可信。”

正解随机化只解决“处理分给谁”的公平性,不解决“你的处理会不会影响我”和“处理是不是唯一版本”。SUTVA 是关于结果生成机制的结构假设,不是随机化带来的统计性质。

为何常见:随机化在直觉上太强大,容易让人以为它已经排除了所有干扰。

误区“只要给我的数据跑一个检验,就能证明 SUTVA 成立还是失败。”

正解SUTVA 涉及反事实,不可能从观测数据直接证明。只能通过实验设计、领域知识或敏感性分析来间接判断;最好的策略是让设计本身不依赖这个假设。

为何常见:机器学习中一切都可以交叉验证,所以人们误以为因果假设也能被数据自动检验。

误区“一致性和测量误差差不多,都是说观测值要真实记录,不是核心假设。”

正解一致性要求处理 \(Z=1\) 对应唯一明确的干预版本,并且观测结果正是该版本下的潜在结果。若“新肥料”有液体和粉末两种版本,\(Y(1)\) 根本不是一个数,因果效应无法定义。

为何常见:日常语言中“处理”好像天然只有一个定义,忽略了版本鸿沟。

误区“只要互不干扰、一致性满足,那么对照组均值差就是因果效应。”

正解SUTVA 是因果识别的必要非充分条件。还需要随机化或可忽略性、正值性等条件,才能把 \(E[Y \mid Z=1] - E[Y \mid Z=0]\) 解释成平均因果效应。

为何常见:SUTVA 的名字听起来很全面,让人误以为它是识别因果所需的全部假设。

面试题

Q1. 在潜在结果框架中,\(Y_i(1)\) 的含义是?

单选题 · easy

  • A.样本 i 接受处理后的观测结果← 正确答案
  • B.样本 i 未接受处理时潜在结果
  • C.样本 i 处于对照组时的观测值
  • D.全部样本接受处理的平均结果

答案:A。\(Y_i(1)\) 是第 i 个样本在处理状态下的潜在结果,而不是实际观测结果。实际观测结果还要看 \(Z_i\) 分配到哪里。B 是 \(Y_i(0)\),D 是平均处理效应的一种表达。

Q2. 反事实问题的核心困难是什么?

单选题 · easy

  • A.同一对象只能观测到一种结果← 正确答案
  • B.数据样本量总是不够大
  • C.处理效应必然为负值
  • D.随机化会增加计算成本

答案:A。反事实困难在于每个人只有一个现实结果,另一个潜在结果永远缺失。样本量、符号和计算成本都不是因果推断的本质障碍。

Q3. SUTVA 的互不干扰指哪一点?

单选题 · mid

  • A.样本自己的结果不受别人处理影响← 正确答案
  • B.所有样本都接受完全相同的处理
  • C.处理组与对照组人数必须相等
  • D.潜在结果必须服从正态分布

答案:A。互不干扰要求一个人的结果不因他人处理状态而改变。B 是处理完全一致,C 是样本量均衡,D 是统计分布假设,都与互不干扰无关。

Q4. SUTVA 的一致性要求观测结果与什么对应?

单选题 · mid

  • A.被分配处理对应的潜在结果← 正确答案
  • B.总体均值对应的期望结果
  • C.未分配处理对应的反事实
  • D.回归模型预测的拟合结果

答案:A。一致性要求 \(Y_i^{\text{obs}} = Y_i(Z_i)\):你实际观测到的结果,必须等于被分配处理下那个潜在结果。B、C、D 都不满足这种一一对应关系。

Q5. 如果邻居打疫苗降低了我的感染风险,那么以下哪种说法正确?

单选题 · mid

  • A.我的结果受到他人处理影响← 正确答案
  • B.疫苗效果不再具有一致性
  • C.随机分组必然失去效果
  • D.处理组样本量需要扩大

答案:A。这属于群体免疫效应,我的感染风险取决于邻居是否接种,即结果受他人处理影响,破坏了互不干扰。一致性是关于处理版本是否唯一,随机化仍可能有效。

Q6. 缓解互不干扰被破坏最合适的设计是?

单选题 · mid

  • A.对社区整体做集群随机化← 正确答案
  • B.把样本量再增加一倍
  • C.使用更复杂的神经网络
  • D.对所有样本重复测量

答案:A。互不干扰被破坏时,应以可能互相影响的社区为随机单位,避免处理外溢。增大样本量、换复杂模型、重复测量都无法消除溢出效应。

Q7. 在 SUTVA 和随机化均成立时,ATE 可由什么识别?

单选题 · hard

  • A.处理组与对照组均值之差← 正确答案
  • B.协变量回归系数显著性
  • C.全体个体观测值方差
  • D.处理组占比的平方根

答案:A。随机化使两组除处理外可交换,SUTVA 排除溢出和版本问题,因此处理组均值减对照组均值就是 ATE 的一致估计。回归系数、方差、占比平方根都不是因果效应本身。

Q8. 以下哪些情况会违反 SUTVA?

多选题 · mid

  • A.同学间相互讲解传递学习效果← 正确答案
  • B.同一药物因批次不同药效不同← 正确答案
  • C.量表测量存在随机误差
  • D.对照组样本少于处理组

答案:AB。A 是典型溢出效应,破坏互不干扰;B 是同一处理有多个版本,破坏一致性。C 是测量误差,D 是样本失衡,它们不是 SUTVA 定义下的核心破坏条件。

Q9. 确认某个因果模型满足 SUTVA,需要检查什么?

多选题 · hard

  • A.处理是否存在多个不同版本← 正确答案
  • B.个体间是否存在溢出或传染← 正确答案
  • C.结果变量是否服从正态分布
  • D.对照组是否也观测了处理

答案:AB。SUTVA 由互不干扰和一致性组成。A 检查一致性,B 检查互不干扰。结果是否正态和对照组是否观测了处理都不属于 SUTVA 的检查范围。

Q10. 当互不干扰被破坏时,直接比较两组均值会怎样?

多选题 · hard

  • A.得到的是关联不再是因果效应← 正确答案
  • B.因果效应必定被高估
  • C.效应可能偏大也可能偏小← 正确答案
  • D.样本量自动就会失效

答案:AC。互不干扰被破坏时,对照组的潜在结果被他人处理污染,组间均值差混入溢出效应,因此只能叫关联,不能叫因果;污染方向不定,效应可能高估也可能低估。样本量不会自动失效,但估计量的解释失效。