原标题:因果推断简介之五:因果图 (Causal Diagram)
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这部分介绍Judea Pearl 于 1995 年发表在 Biometrika 上的工作 “Causal diagrams for empirical research”,这篇文章是 Biometrika 创刊一百多年来少有的讨论文章,Sir David Cox,Guido Imbens, Donald Rubin 和 James Robins 等人都对文章作了讨论。由于 Judea Pearl 最近刚获得了图灵奖,我想他的工作会引起更多的关注(事实上计算机界早就已经过度的关注了)。
一 有向无环图和 do 算子
为了避免过多图论的术语,这里仅仅需要知道有向图中“父亲”和“后代”的概念:有向箭头上游的变量是“父亲”,下游的变量是“后代”。在一个有向无环图(Directed Acyclic Graph;DAG)中,记所有的节点集合为 。这里用 表示连续变量的密度函数和离散变量的概率函数。有两种观点看待一个 DAG:一是将其看成表示条件独立性的模型;二是将其看成一个数据生成机制。当然,本质上这两种观点是一样的。在第一种观点下,给定 DAG 中某个节点的“父亲”节点,它与其所有的非“后代”都独立。根据全概公式和条件独立性,DAG 中变量的联合分布可以有如下的递归分解:
其中 表示 的“父亲”集合,即所有指向 的节点集合。
Figure 1: An Example of Causal Diagram
例子:在 Figure 1 中,联合分布可以分解成为
如果将 DAG 看成一个数据生成机制,那么它和下面的非参数结构方程模型是等价的:
注意,这个联立方程组是“三角的”(triangular)或者“递归的”(recursive),因为 DAG 中没有环,方程组中也就没有反馈。计量经济学中的联立方程组模型 (simultaneous equation model: SEM),并不在这个讨论的框架下。DAG 用于描述数据的生成机制,而不常用于描述系统均衡时的状态;后者主要是 SEM 的目的。这样描述变量联合分布或者数据生成机制的模型,被称为“图模型”或者“贝叶斯网络”(Bayesian network)。
显然,一个有向无环图唯一地决定了一个联合分布;反过来,一个联合分布不能唯一地决定有向无环图。反过来的结论不成立,对我们的实践有很重要的意义,比如 Figure 2 中的两个有向无环图,原因和结果不同,图的结构也不同;但是,我们观测到的联合分布 可以有两种分解 和 因此,我们从观测变量的联合分布,很难确定“原因”和“结果”。在下一节图模型结构的学习中,我们会看到,只有在一些假定和特殊情形下,我们可以从观测数据确定“原因”和“结果”。
用一个 DAG 连表示变量之间的关系,并不是最近才有的。图模型也并不是 Judea Pearl 发明的。但是,早期将图模型作为因果推断的工具,成果并不深刻,大家也不太清楚仅仅凭一个图,怎么能讲清楚因果关系。教育、心理和社会学中常用的结构方程模型(structural equation model: SEM),就是早期的尝试;甚至可以说 SEM 是因果图的先驱。(注意,这里出现的两个 SEM 表示不同的模型!)
DAG 中的箭头,似乎表示了某种“因果关系”。但是,要在 DAG 上引入“因果”的概念,则需要引进 do 算子,do 的意思可以理解成“干预” (intervention)。没有“干预”的概念,很多时候没有办法谈因果关系。在 DAG 中 (也可以记做 ),表示如下的操作:将 中指向 的有向边全部切断,且将 的取值固定为常数 . 如此操作,得到的新 的联合分布可以记做 可以证明,干预后的联合分布为
请注意, 和 在绝大多数情况下是不同的。
例子:考虑如下的两个 DAG:
在 Figure 2 (1) 中,有 。由于 是 的“原因”,“条件”和“干预” ,对应的 的分布相同。但是在 Figure 2 (2) 中,有 . 由于 是 的“结果”,“条件”(或者“给定”)“结果”,“原因”的分布不再等于他的边缘分布,但是人为的“干预”“结果” ,并不影响“原因” 的分布。
根据 do 算子,便可以定义因果作用。比如二值的变量 对于 的平均因果作用定义为
上面 do 算子下的期望,分别对应 do 算子下的分布。这样在 do 算子下定义的因果模型,被已故计量经济学家 Halbert White 称为 Pearl Causal Model (PCM; White and Chalak 2009)。Pearl 在其书中写到:
“I must take the opportunity to acknowledge four colleagues who saw clarity shining through the do(x) operator before it gained popularity: Steffen Lauritzen, David Freedman, James Robins and Philip David. Phil showed special courage in pringting my paper in Biometrika, the journal founded by causality’s worst adversary – Karl Pearson.” (Pearl, 2000)
在书中 Pearl 论述了 RCM 和 PCM 的等价性,即
其中,表示潜在结果。要想说明两个模型的等价性,可以将潜在结果嵌套在 DAG 所对应的数据生成机制之中,所有的潜在结果都由这个非参数结构方程模型产生:
其中, 表示 除去 的父亲节点。上面的方程表示:将 的值强制在 时,DAG 系统所产生的 值。这个意义下,do 算子导出的结果,就是“潜在结果”。
二 d分离,前门准则和后门准则
在上面的叙述中,如果整个 DAG 的结构已知且所有的变量都可观测,那么我们可以根据上面 do 算子的公式算出任意变量之间的因果作用。但是,在绝大多数的实际问题中,我们既不知道整个 DAG 的结构,也不能将所有的变量观测到。因此,仅仅有上面的公式是不够的。
下面,我将介绍 Judea Pearl 提出的“后门准则”(backdoor criterion)和“前门准则”(frontdoor criterion)。这两个准则的意义在于:(1)某些研究中,即使 DAG 中的某些变量不可观测,我们依然可以从观测数据中估计出某些因果作用;(2)这两个准则有助于我们鉴别“混杂变量”和设计观察性研究。
前门准则和后门准则,都涉及了 d 分离(d-seperation)的概念。
定义( d 分离): 设 , , 是 DAG 中不相交的节点集合, 为一条连接 中某节点到 中某节点的路径 (不管方向)。如果路径 上某节点满足如下的条件:
在路径 上, 点处为 结构 (或称冲撞点,collider),且 及其后代不在 中;
在路径 上, 点处不是 结构,且 在 中,
那么称 阻断 (block) 了路径 。进一步,如果 阻断了 到 的所有路径,那么称 d 分离 和 ,记为 。
下面介绍 Pearl (1995) 的主要工作: 后门准则和前门准则。
后门准则:在 DAG 中,如果如下条件满足:
中节点不能是 的后代;
阻断了 之间所有指向 的路径(这样的路径可以称为后门路径);
则称变量的集合 相对于变量的有序对 满足后门准则。进一步,若 相对于变量的有序对 满足后门准则,其中 和 是 和 中的任意节点;那么称变量的集合 相对于节点集合的有序对 满足后门准则。
为了理解因果图的概念,下面的简短证明是很有必要的。
证明:在 Figure 3 (a) 中,
前门准则:在 DAG 中,称节点的集合 相对于有序对 满足前门准则,如果
切断了所有 到 的直接路径;
到 没有后门路径;
所有 到 的后门路径都被 阻断。
证明:Figure 3 (b) 中蕴含了条件独立性,将在推导中用到: 。
Pearl 在书中讲了一个非常有趣的例子,来说明前门准则的用处。
三 回到 Yule-Simpson’s Paradox
在第一节中,我们看到了经典的 Yule-Simpson’s Paradox。记 为处理(吃药与否); 为结果(存活与否), 是用于分层的变量(在最开始的例子中, 是性别;在这里我们先将 简单地看成某个用于分层的变量)。悖论存在,是因为 和 正相关;但是按照 的值分层后, 和 负相关。分,还是不分?—–这是一个问题!这在实际应用是非常重要的问题。
不过,仅仅从“相关”(association)的角度讨论这个问题,是没有答案的。从“因果”(causation)的角度来看,才能有确切的回答。解释 Yule-Simpson’s Paradox,算是因果图的第一个重要应用。
下面,我将以上面的 Figure 4 中的四个图为例说明,三个变量之间的关系的复杂性。
图(a):根据后门准则, 阻断了 到 的后门路径,因此,根据 做调整可以得到 对 的因果作用。如果实际问题符合图(a),那么我们需要用调整后的估计量。
图(b): 是 的“后代”且是 的“父亲”。很多地方称,此时 处于 到 的因果路径上。直观的看,如果忽略 ,那么 和 之间的相关性就是 对 的因果作用,因为 和 之间的后门路径被空集阻断,我们无须调整。如果此时我们用 进行调整,那么得到的是 到 的“直接作用”。不过,什么是“直接作用”,我们将会在后面讨论;这里只是给一个形象的名字。
图(c):和图(b)相同, 和 之间的相关性就是因果作用。但是,复杂性在于 和 之间有一个共同的但是不可观测的原因 。此时,不调整的相关性,是一个因果关系的度量。但是,如果我们用 进行调整,那么给定 后, 和 相关, 和 之间的后门路径被打通,我们得到的估计量不再具有因果的含义。这种现象发生的原因是, 之间形成了一个 结构:虽然 和 之间是独立的,但是给定 之后, 和 不再独立。
图(d):这个图常常被 Judea Pearl 用来批评 Donald Rubin,因为它存在一个有趣的 结构。在这个图中,由于 结构的存在, 和 之间的后门路径被空集阻断,因此 和 之间的相关性就是因果性。但是由于 结构的存在,当我们用 进行调整的时候, 和 之间打开了一条“通路”(它们不再独立),因此 和 之间的后门路径被打通,此时 和 之间的相关性不再具有因果的含义。
我个人认为,因果图是揭开 Yule-Simpson’s Paradox 神秘面纱的有力工具。正如 Judea Pearl 在他的书中写到,不用因果的语言来描述这个问题,我们是讲不清楚这个悖论的。当然,因果的语言不止因果图,Judea Pearl 的解释始终不能得到 Donald Rubin 的认可。
四 讨论
用一个图来描述变量之间的因果关系,是很自然和直观的事情。但是,这并不意味着 Pearl 的理论是老妪能解的。事实上,这套基于 DAG 的因果推断的语言,比传统的 Neyman-Rubin 模型要晦涩很多。DAG 在描述因果关系的时候,常常基于很多暗含的假定而并不明说,这也是 DAG 并没有被大家完全接受的原因。传统的因果推断的语言,开始于 Jerzy Neyman 的博士论文;Donald Rubin 发展这套“潜在结果”的语言,并将它和缺失数据的理论联系在一起,成为统计界更多使用的语言。
在实际中,人们对于图模型的批评从未中断。主要的问题集中在如下的方面:
现实的问题,是否能用一个有向无环图表示?大多数生物学家看到 DAG 的反应是“能不能用图表示反馈?”的确,DAG 作为一种简化的模型,在复杂系统中可能不完全适用。要想将 DAG 推广到动态的系统,或者时间序列中,还有待研究。
Pearl 引入的 do 算子,是他在因果推断领域最主要的贡献。所谓 “do”,就是“干预”,Pearl 认为干预就是从系统之外人为的控制某些变量。但是,这依赖于一个假定:干预某些变量并不会引起 DAG 中其他结构的变化。这个假定常常会受到质疑,但是质疑归质疑,Pearl 的这个假定虽然看似很强,但根据观测数据却不可检验。这种质疑并不是 Pearl 的理论独有的缺陷,这事实上是一切研究的缺陷。比如,我们用完全随机化试验来研究处理的作用,我们要想将实验推广到观察性的数据或者更大的人群中去,也必须用到一些不可验证的假定。
很多人看了 Pearl 的理论后就嘲笑他:难道我们可以在 DAG 中干预“性别”?确实,离开了实际的背景,干预性别似乎是不太合理的。那这个时候,根据 Pearl 的 do算子得到的因果作用意味着什么呢?可以从几个方面回答这个问题。很多问题,我们不能谈论“干预性别”,也不能谈论“性别”的“因果作用”。“性别”的特性是“协变量”(covariate),对于这类变量(如身高、肤色等),谈论因果作用不合适,因为我们不能想象出一个可能的“实验”,干预这些变量。
上面的回答基于“实验学派”(experimentalists’)的观点,认为不可干预,就没有“因果”。但是,如果认为只要有数据的生成机制,就有因果关系,那么算出性别的因果作用也不奇怪。(计量经就学一直有争议,以 Joshua Angrist、Guido Imbens 等为首的“实验派”,和以 James Heckman 为首的“结构方程模型”派,有过很激烈的讨论。)
有些问题中性别的因果作用是良好定义的。比如,我们可以人工的修改应聘者简历上的名字(随机的使用男性和女性名字),便可以研究性别对于求职的影响,是否存在性别歧视等等(已有研究使用过这种实验设计)。
一个更为严重的问题是,实际工作中,我们很难得到一个完整的 DAG,用于阐述变量之间的因果关系或者数据生成机制,使得 DAG 的应用受到的巨大的阻碍。不过,从观测数据学习 DAG 的结构,确实是一个很有趣且重要的问题,这留待下回分解。
在结束时,留些一些思考的问题:
在何种意义下,后门准则的条件,等价于可忽略性,即 ?
在第一节的 Yule-Simpson’s Paradox 中,我们最终选择调整的估计量,还是不调整的估计量?
关于作者
丁鹏,2004-2011 年在北京大学概率统计系学习,获得学士和硕士学位;2011-2015 年在哈佛大学统计系学习,获得博士学位;2015 年在哈佛大学流行病学系做博士后;2016 年加入伯克利统计系任教。研究方向是因果推断。
作者:丁鹏
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