小样本AB test：Bias消除，Variance降低

AB test基于统计学远离。通过随机划分，均匀分布的假设来实现控制变量对照的作用。但是对于小样本则会面临很多问题，有的产品流量不小，但是关键指标的贡献者很少，也是小样本状态。譬如直播打赏。
常见的问题有如下两个：

抽样不均（非完全randomized）（修正bias）

背景：
单纯地随机用户分组，在用户体量够大的情况下，能保证均匀性。但是当我们相关指标用户呈现头部集中的情况，譬如top 2%用户贡献了40%的gmv，那么对这2%的用户随机分组有很大概率不均。（分组之间有偏差）。
现象：在aa中，分组一直有稳定差异。
这个问题也会出现在Observational 实验中。对于这些实验，我们无法控制使其完全randomized。
问题：
如何解决这种样本量抽样不均的问题？
如何解决：
方法1：解决分组偏差的方法其1就是在实验之前进行aa实验，然后ab阶段的diff减去aa的diff。[1]
方法2：其2则是通过算法找到在相应指标（如gmv）上的均匀的分组，aa保证其均匀性，再进行实验。[2]
推荐方法3：使用PSM（propensity score matching）来进行实验数据的统计评估。[3]

指标数值不稳定（variance过大）

背景：
我们观测的指标数值，在一定周期内呈现不稳定的状态。
现象：在aa中，无论如何随机分组，其组间diff都是不稳定的。有时候a组高，有时候b组高，或者其diff差值变化太大，时而大时而小。
这个问题的本质是variance过大，组内variance过大，甚至大于均值的差值，这个视角可以参考F-test与ANOVA
与上述问题（分组不均）是独立的两个问题，这两个问题可能都会存在。譬如就算我们成功进行了完全随机的分组，也可能因为组内样本太少，导致variance过大。

问题：
这种问题相对也是常见的，就譬如用户复购周期本身有很大diff，比如有的用户隔日购买，有的用户一周购买一次，如果我们的算法在复购这个维度上分配不均，可能导致比如两个分组前几天是稳定均衡的，在后面几天就开始出现diff。（当然，对于复购周期这个问题，在最小公倍数的周期下统计可以稳定，但是这个最小公倍数是多少无法观测，而且周期可能也太长了）但是从理论上来讲，只要样本个体足够多，就能一定程度上解决这个问题：个体数量于variance成反比，数量越大variance越小。
还有些时候，可能纯粹是因为小概率的随机性，譬如突然出现一个之前从未出现的野生土豪，购买了超多东西。这种随机性，通过历史数据的统计是无法捕捉的。当然，如何界定与评估也是难点之一
如何解决：
如果出现这个问题，则是最难解决的。
方法1：降低variance最直觉的方案就是，增加样本：提升实验时长，提升实验组流量。但是增加样本成本太高，过长的决策周期也可能引入更多的不确定因素（譬如10月份的实验，多做几天就要双11大促了）
方法2：参数化评估，譬如用Linear Model，引入covariate，通过X(是否在实验组）的系数，以及系数的显著性来评估（ANCOVA），延伸还有semi-parametric method[10]
推荐方法3：核心思路在不增加样本的情况下进行variance reduction[4]

Refer:
[1]:pre-experiment数据很重要。最简单的方式，就是将ab组进行实验前的数据diff记录下来，作为原始差值，但是一般情况下，如果这个差值太大，可能用这两个组的实验数据会有较大偏差，因而会影响实验的结论。

[2]:衍伸问题1: 多维度限制下构建正交的无偏分组。
在特定指标的维度，构建无偏且正交的分组？这也是一个比较难以解决的问题。
因此，这种方案某些情况下也比较难以实操。

[3]An Introduction to Propensity Score Methods for Reducing the Effects of Confounding in Observational Studies。我们用高维的特征向量X，构建对treatment（分组）的预估作为propensity score，在各个分组内，ps相近的样本，视为类似的样本。然后对ps进行分桶，分不同桶来统计treatment的ATE（Average Treatment Effect）。这个思路本质其实也是消除X不同带来的影响（影响一部分来自X的差异，一部分来自Treatment。所以用propensity score相近的条件，来近似视为X相近。X为高维度向量，直接匹配X相近不现实，况且也不一定是X所有的维度都在分组上不均）。

formulation很简单：
given X:covariate的情况下，treatment assignment：Z与potential outcomes $r$ 无关：
$r_{(t)},r_{(c)} \perp Z | X$
对于Propensity Score $b(X)$ 的假设如下：
$Z \perp X | b(X)$

具体使用方法推荐stratification与matching：

前者按照ps分组即可（具体比如按实验组等人数划分【保证每个桶内实验组的人数是一样的，注：此时对照组的人数肯定是不一样的。】，还是其他更specific的分桶方法都可以，满足有一定的样本避免variance过大即可【数据量太少，可能会导致组内均值的diff的variance过大，Ttest也会得到较小的显著性校验结果】，分组会导致数据量减少，而数据量的减少本身也会降低statistical power，一定是propensity score做stratification 带来的提升大于数据量降低的负面作用才行，所以一般分组也不会太多。）具体步骤可以见：Stratification and Weighting Via the Propensity Score in Estimation of Causal Treatment Effects: A Comparative Study 中的2.3节
后者做matching，即按照propensity score对样本进行采样。（根据样本量选择，有无放回都可以）之后对采样后的样本进行检验即可。
PS0:当然也有IPW的方法，可以见Variance reduction in randomised trials by inverse probability weighting using the propensity score
PS1：在匹配过程中，也可能遇到无法匹配到的状态，譬如某些类型的用户只被分配到了A组，那么treatment=A的概率很高，在B组中可能找不到这样的样本。这时候也可以进行trim，直接截断去掉这些样本。（但是理论上这些问题应该尽力避免，因为这样你就无法捕捉
PS2：由于是小样本，很可能用以估计PS的样本量也很小，所以此处用的模型可能就不要（也不需要）太复杂以防overfitting。（在这里，当我们只用样本的抽样做估计的时候，会存在overfitting问题，如果是全量数据，其实不存在overfitting【本身就没有testing的过程】，这种情况，可能也不需要特别复杂的模型，因为可能再复杂的模型，也无法提升拟合程度）
PS3：关于covariate的选择，核心选择是confounder（即影响结果，又影响分组的变量【其实这里的causality定义也是模糊的，更多就是correlation】），当然，由于我们可能并不知道对outcome有影响的变量中，哪些变量是对treatment有影响的（单纯从correlation角度讲就是，分布不均），所以可以将所有与outcome相关的都加入。所以这里引入两个问题
第一：如果只对结果有影响，会怎样？这里其实不会造成特别的影响，因为该变量对预估treatment应该是无关的。
第二：能否引入只对treatment有影响的变量？这样其实没有意义，因为本质我们是想在AB组找到匹配的X，如果某变量只对treatment有影响的变量，则这个变量其实不需要match。
第三：本身无法匹配的变量怎么办，譬如uid？因为PSM本质是X的匹配，所以无法匹配的变量是不能加入模型的，因为这样会导致AB间没有可以匹配的分数。（加入uid，模型完全能直接准确预估分组，A组p=1，B组p=0）。更进一步，ABtest的假设本身也是：在个体间具有可比性：即个体1接受treatment后的指标与个体2不接受treatment的指标是可以比较的。而match本身的意义是控制变量，如果控制了uid这个变量，即认定个体间【不同uid】不可比，那实验本身的假设就不成立了。所以uid本身不能参与outcome的causality作为confounder。
PS4：关于模型的验证：1、模型本身的metric。2、用该方法在AA实验中验证。3、验证类似分数下，X变量的相似性（不过这个方案感觉本身意义不大）。4、以及更直觉的方法评估，在真实实验中，验证这种方法能否用更小的样本（时间）作出正确的决策（ground truth正确的决策由更长时间，样本量的实验来给出）

- PS5：注，当我们研究的变量是总GMV等，其实metric是针对所有用户的GMV和，但是我们Propensity Score是在用户维度计算的，这里是不匹配的。所以一种方式是我们要将研究的目标变量替换成GMV均值，但是这里其实是有问题的，因为总gmv提升显著不一定人均提升显著。
能否参考Control Variate中的Variance计算？（TODO：这个方法假设实验组对照组的metic是独立的，这里似乎有点问题，因为做了matching后理论上就不是independent的了）
另外，paired test如何进行。
- TODO：此处显著性计算？Matching方法可以直接计算显著性，但是这个显著性本身其实是有问题的，因为只要你增大Matching的数量，显著性就会提升。对于Stratification方法，每个分组的显著性也可以直接计算。但总体差异的显著性如何计算？

[4]:variance reduction。
其实有很多思路，譬如在Monte-Carlo Simulation中的Stratified Sampling。
其中一个非常基本，非常直觉，也非常重要的推论是：降低单个分组（AB组）本身指标的variance，与降低Treatment effect的variance是等价的。
因为 $\overline Y_a，\overline Y_b$ 可以认为是独立的，所以： $Var(\overline Y_a- \overline Y_b) = Var(\overline Y_a) + Var(\overline Y_b)$

方式1:stratification的方式有at-assignment，即进行stratified-sampling 进行分组。post-assignment，进行 post stratification。stratification通过剔除组间方差的方式降低variance。实现起来非常简单，找好分层参数X，根据X取值分为n层。得到新的差值 $\hat Y_{start}$
核心公式：
$var(\overline Y) = \sum_{k=1}^K \frac {p_k} n \sigma_k^2 + \sum_{k=1}^K \frac {p_k} n (u_k-u)^2 \ge var(\hat Y_{start}) = \sum_{k=1}^K \frac {p_k} n \sigma_k^2$
注： $var(\hat Y_{start})$ 是组内均值的variance的加权和 $\sigma_k^2$ 是每组的样本方差，除以样本量n可以理解为第k组的均值的方差。即组间均值被分组covariate解释掉了。因此在计算p-value时，这种方法能得到更显著的结果。
方式2:Control Covariate：这种方法可以针对continuous variable进行修正。
用pre-experiment的特征covariate X来拟合我们的目标metric Y，拟合单位为每个样本（用户），此处用OLS直接拟合线性最优解即可。
核心公式：
$Var(\hat Y_{cv}) = Var(\overline Y)(1- R^2)$
注：
SSE：sum of squares of residual(Error)（unexplained variation）
SSR：sum of squares of Regression（explained variation）
SST：sum of squares of total（total variation）
满足 $SST=SSE+SSR$
得： $R^2= 1- \frac {SSE} {SST}=1-\frac {\sum (\hat y_i - y_i)^2}{\sum (y_i-\overline y)^2}$ 即可计算 $Var(\hat Y_{cv})$
注：在实验中，treatment 与 control组的参数需要一致，所以直接用两组的数据预估即可， $Var(\hat Y_{cv}^{(c)})$ 与 $Var(\hat Y_{cv}^{(t)})$ 可以用以上相同的办法算出。根据上述等式，带入 $Var(\overline Y) = \frac {Var(Y)} {n}=\frac {S^2} {n}=\frac {SST} {n(n-1)}$ 来求解。用sample variance作为总体variance的估计，注意，在未知总体均值 $u$ 的情况下，样本方差 $S^2$ 的自由度为 $n-1$
https://www.zhihu.com/question/36524138
根据上述的reduced Variance，进行p-value计算：根据Z-statistics(数据量小时可以用T)，能分别得到对照组： $\hat Y_{start}^{(c)}$ 与实验组： $\hat Y_{start}^{(t)}$ 的variance，整体实验的显著性校验如下：
$Z=\frac {E(\hat Y_{start}^{(t)} -\hat Y_{start}^{(c)})} {Var(\hat Y_{start}^{(t)} -\hat Y_{start}^{(c)})} = \frac {E(\hat Y_{start}^{(t)} -\hat Y_{start}^{(c)})} {Var(\hat Y_{start}^{(t)}) + Var(\hat Y_{start}^{(c)})}$

见Improving the Sensitivity of Online Controlled Experiments by Utilizing Pre-Experiment Data以及Improving the Sensitivity of Online Controlled Experiments: Case Studies at Netflix
https://booking.ai/how-booking-com-increases-the-power-of-online-experiments-with-cuped-995d186fff1d

上述两种方法，本质我们都是用一些维度变量（covariate）上的信息来解释整体的variance：也类似ANCOVA。covariate选取的要点是，该变量必须是实验treatment无关的（不受实验影响）。可以证明的是，对于离散变量。使用stratification与Covariates Control是等价的。

[5]: statistical power and p-value : https://www.quora.com/What-is-the-relationship-between-statistical-power-and-the-p-value

[6]:anova and linear regression，其他ABtest相关，https://github.com/DSXiangLi/Paper_CausalInference_abtest

[7]上述两个问题解决方法的差异：
1、解决不均问题，调整了结论（通过PSM计算出来的均值diff，可能跟直接计算出的结论完全不同）
2、解决variance问题，用covariate解释了variance，但是没改变结论

[8]一些其他的思考：
我们每日实验统计，作为单独的对照，是否也是stratified by each day？

[9]关于检测对象的问题。
首先，针对上述方法，我们analysis unit都是用户，randomization unit也是用户。所以可以直接进行variance的计算，以及p-value的检验。但是当我们分析的对象不是用户时，比如是“每日总GMV”，此时需要作出一些修改。（这里相当于要将所有数据进行日级别的聚合，analysis unit是day）
本质就是：ATE本来是在用户级别算average的，现在要在天级别算average。

前提结论1，总体的指标(Total Treatment Effect)差异显著与均值(Average Treatment Effect)差异显著等价。
假设： $E(ATE)=E(y)=\overline y$ ， $y_i$ 为我们感兴趣的目标变量，譬如 $i_{th}$ 用户的gmv， $n$ 为用户总数，Totally Effect $E(TTE)=\sum_i^n y_i=n \overline y$
下面我们进行假设检验的等价性的证明即： $H_0^{a}:E(ATE)=0$ 与 $H_0^{b}:E(TTE)=0$ 是等价的，分别计算T-statistics：
$T^a=\frac {E(\overline y)} {S(\overline y )} = \frac {E(\overline y)} { \frac {S(y)} {\sqrt n}}$
$T^b=\frac {E(n\overline y)} {S(n\overline y )} = \frac {E(\overline y)} {S(\overline y )}$
即，两者是等价的。所以原则上，可以直接转变为检验ATE是否显著。
前提结论2，我们之前按天算的 Daily Treatment Effect与Total（average） Treatment Effect在特定条件下等价：当一个组内，天与天之间的样本都是独立同分布时，DTE与ATE是等价的。
identical：即用户不同天的指标 $y$ 都来自于同一个随机变量【譬如来自于长尾分布 $f$ ，那么一天的样本即是对 $f$ 进行n次采样获得。但是当某天有活动时，很大概率，这也不是同分布了】。
independent：且天与天直接互不干涉【实际上某些情况下，这个假设过于强烈了。譬如购买gmv，当用户的总预算受限，其每天的值就并不是独立的】）
对于DTE的校验来说，我们将每日的diff记为随机变量，检测该随机变量在AB组的均值差异。我们形式化一下： $y_a^{ij},y_b^{ij}$ 分别为A组，B组第 $i$ 个用户，第 $j$ 天的 $gmv$ ， $m$ 为天数，总用户数量 $n$

设两组的总差异： $D=\sum_j^m \sum_i^n y_a^{ij} - \sum_j^m \sum_i^n y_b^{ij}$
DTE: $T=\frac {E(\overline d)} {\sqrt {Var(\overline d)}}=\frac {E(\frac D m)} {\sqrt{Var(\frac D m)}}$
ATE: $Z=\frac {E(\overline d)} {\sqrt {Var(\overline d)}}=\frac {E(\frac D n)} {\sqrt{Var(\frac D n)}}$
所以两者的理论值等价。
当且仅当天与天的差值独立同时如下式子成立：
$Var(\frac D m)$
$= Var(\frac {\sum_j^m (\sum_i^n y_a^{ij} - \sum_i^n y_b^{ij})}{m})$
$\approx \frac {S^2(\sum_i^n y_a - \sum_i^n y_b )}{m}$
（即我们当前分天数据均值variance的计算方法）
当且近当个体的和互相独立时，如下式子成立：
$Var(\frac D n)$
$= Var(\frac {\sum_j^n (\sum_i^m y_a^{ij} - \sum_i^m y_b^{ij})}{n})$
$\approx \frac {S^2(\sum_j^m y_a) +S^2(\sum_j^m y_b )}{n}$
（即我们当前用户指标均值的variance的计算方法）
所以，两者期望一致的一个充分条件是，所有个体分天数值独立同分布。

详细推导：
- a) DTE做T test的理论值：
  每天均值的diff：
  $\overline d=\frac {\sum^m \sum^n y_a^{ij} - \sum^m \sum^n y_b^{ij}} m$
  $=n(\overline y_a - \overline y_b)$ （天与天之间独立同分布假设）
  均值的variance：
  $Var(\overline d)=Var(\frac {\sum^m \sum^n y_a^{ij} - \sum^m \sum^n y_b^{ij}} {m}) \approx \frac {S_d^2}{m}$ （这里每天直接配对做了AB组的差，其实不需要假设AB独立）
  $=\frac {mn}{m^2}(Var(y_a) + Var(y_b))$ （AB组独立假设，这个假设在任何AB实验中一致）
  $=\frac {n}{m}(Var(y_a) + Var(y_b))$
  所以理论值
  $T=\frac {E(\overline d)}{\sqrt {Var(\overline d)}}$
  $=\frac {n(\overline y_a -\overline y_b)}{\sqrt {\frac {n}{m}(Var(y_a) + Var(y_b))}}$ （带入上述 $\overline d$ 的方差）
  $=\frac {n(\overline y_a -\overline y_b)}{\sqrt {\frac {n}{m}(Var(y_a) + Var(y_b))}}$
  $\frac {(\overline y_a - \overline y_b)} {\sqrt \frac {Var(y_a)+ Var(y_b)} {nm} }$
- b) ATE进行T(Z)检验时：
  $Z=\frac {E(\overline y_a - \overline y_b)} {\sqrt {Var(\overline y_a - \overline y_b)}}$
  $=\frac {m(\overline y_a - \overline y_b)} {\sqrt {Var(\frac {\sum^m \sum^n y_a - \sum^m \sum^n y_b}{n})}}$
  $= \frac {m(\overline y_a - \overline y_b)} {\sqrt {\frac {nmVar(y_a) + nmVar(y_b)}{n^2}}} \approx \frac {u_a-u_b}{\sqrt {\frac {S_a^2 + S_b^2}{n}}}$ （AB组独立假设）
  $=\frac {(\overline y_a - \overline y_b)} {\sqrt \frac {Var(y_a)+ Var(y_b)} {nm} }$

可以看出，DTE与ATE在当前假设（个体的指标的分布与weekday无关）下，理论值是等价的。

相关推断1:当每天的数据不是独立同分布的时候，分天DTE与ATE是否等价？要分情况讨论

1、d是否满足正太性检验？
前提：原来在假设每天独立同分布的时候，根据中心极限定理，每个组的采样的均值是满足正太分布的，则其差也符合正太分布。
由AB组独立假设： $Var(d^i)=Var(\sum y_a^i- \sum y_b^i)=nVar(y_a^i)+nVar(y_b^i)$
当每天方差不同时： $Var(y_a^i) \neq Var(y_a^j)$ ，可以得到 $Var(d^i) \neq Var(d^j)$
即，差值每天理论的方差也是不同的，当天之间的方差差别很大的时候，则样本不满足正太性假设，所以理论上也不能用分天T检验。（这种情况理论上无法进行T检验，所以当然也不等价了）

2、当d满足正太性检验时
这种情况下，其实可以进行Ttest。实际在计算中，按照原来的计算方法，根据样本方差 $S_d^2$ 做Ttest。
所以这里算出来的

对DTE来说：
$\frac {S_d^2} {m} \approx \frac {Var(d)} {m}$
$= Var(\overline d)$
$= \frac {Var(\sum_j^m(\sum_i^n y_a^{ij} - \sum_i^n y_b^{ij}))} {m^2} =\frac {Var(\sum_i^n y_a^{ij} - \sum_i^n y_b^{ij})} {m}$ （每天差值独立同分布下成立）
$=\frac {n(Var( \sum_j^m y_a^j) + Var( \sum_j^m y_b^j))}{m^2}$
$T=\frac {\frac {\sum_i^n\sum_j^m y_a^{ij} - \sum_i^n\sum_j^m y_b^{ij}} m}{\sqrt {\frac {n(Var( \sum_j^m y_a^j) + Var( \sum_j^m y_b^j))}{m^2}}}$

对于ATE来说：
$\frac {S^2(\sum_j^m y_a^j)+S^2(\sum_j^m y_b^j)}{n}$
$\approx \frac {Var( \sum_j^m y_a^j) + Var( \sum_j^m y_b^j)} {n}$
$= Var(\frac {\sum_i^n\sum_j^m y_a^{ij} - \sum_i^n\sum_j^m y_b^{ij}} n)$ （这里只有当AB组相互独立的时候，才能等价）
$Z=\frac {\frac {\sum_i^n\sum_j^m y_a^{ij} - \sum_i^n\sum_j^m y_b^{ij}} n} {\sqrt { \frac {Var( \sum_j^m y_a^j) + Var( \sum_j^m y_b^j)} {n}}}$

由上面可知，只要AB组独立，ATE就与DTE是等价的。
由于：
$Var( \sum_j^m y_a^j) + Var( \sum_j^m y_b^j)=(\sum_j^m Var( y_a^j) +\sum_{j1} \sum_{j2 \neq j1} Cov(y_a^{j1},y_a^{j2})+ \sum_j^m Var( y_b^j) + \sum_{j1} \sum_{j2 \neq j1} Cov(y_b^{j1},y_b^{j2}))$
所以其实DTE这种算法也没有消除不同天之间的差异性。当然，由于协方差 $Cov$ 的方向性（即 $Cov$ 项只和不一定会大于0），所以消除它们不一定能提升检验显著性。这里直觉上也很好理解，譬如：当用户的总预算一致的时候，直接求和的方差可能更小一点，而分天求再计算方差会更大。

前提结论3：关于分天匹配检验的逻辑：
由于不同weekday本身也带来了差异（每天的条件，活动），所以我们平时用的检验方法是，进行分天T配对样本检测，但这个方法并不是为了消除天之间的差异，而是为了保证在AB组不独立的情况下能进行检验。

这样每天本身的差异就消除了（比如其中某一天有统一优惠）。我们其实可以简单地检验下分天的均值方差是否相等，（目前看是差异比较大的）。要解决的方案也是比较简单地，即在后续降低Variance的方法中加入weekday作为Covariates。
原本计算ATE的variance时为直接计算用户粒度的 $Var(Y_{cv})=\frac {\sum_i^{n} (\hat y_i - y_i)^2}{n}$
加入weekday后，注意计算的粒度发生了变化，计算Daily ATE： $Var(Y_{cv})=\frac {\sum_j^m \sum_i^{n_j} (\hat y_{ij} - y_{ij})^2}{\sum_j^m n_j}$ ，分子也需要由总用户均值差转变为Daily 用户均值差（虽然就算直接均分解掉variance，理论比例就是 $\frac 1 m$ ，但是这里分子也 $\frac 1 m$ ，所以理论检验出的p值在weekday本身不能解释个体变化的情况下也是一致的【符合预期】）。
PS：注意，weekday并不一定能带来variance的降低，因为我们要解释的是用户间的差异（个体间的variance），而weekday这个变量对所有用户是相同的，如果所有的用户都经历了weekday1～weekdayn。可能需要与别的covariate交叉。

对于PSM stratification的方案：一种非常直觉的方案就是，不改变每日对照匹配的基本模式，引入人数的因子，将人均期望转换成总期望。（这个方式是合理的，因为PSM本身其实是一种修正bias的方式，总的期望与均值的期望都是经过矫正后的值。）
1、通过调整后的均值（每个stratum得到 $Y^{(c)} ,Y^{(t)}$ ）通过 $Y^{(c)}$ （当前语境下对照组人均gmv）来计算“在与实验组treatment group相同人数的条件下，对照组的期望总GMV"，分stratum进行计算后，即可汇总成当日的总GMV
2、依旧按照T-test的框架，研究对象为匹配样本（每天）gmv的差 $d = Y^{(c)} - Y^{(t)}$ ， $H_0：d=0，H_1：d > 0$

对于PSM Matching的方案：与上述方法类似，不改变每日对照匹配的基本模式，得到ATE后，将其转换为总GMV期望。然后后续检验方法一致。
对于Variance Reduction中Covariate Control的方案：
最直接的方式，我们修改我们DTE的目标变为ATE，理论上，这是一个更直接的指标，能够帮我们更好地决策。但是之前的问题是，由于成熟的产品中，实验的影响会非常的小，而用户购买的GMV本身的variance又非常的大，我们很难得到一个很显著的结果（这也是我们之前用DTE来评估的原因之一）。然而通过Variance Reduction的方案，我们可能可以极大地降低variacne，以此获得可靠的实验结果。
当然，这里其实还是有很多样本选择的问题，比如如果只选择购买的用户能降低整体variance？但是产生selection bias，导致影响购买与否的效果被忽略。
对于Variance Reduction中Covariate Control的方案2：
见上述论文 4.4 Handling Non-User Metric，appendix b： GENERALIZATION TO OTHER ANAL- YSIS UNIT

~~我们用最基本的方式可以计算出 $Var(Y_{cv}^{(c)})，Var(Y_{cv}^{(t)})$ 后，便可以计算 $Var(a Y_{cv}^{(t)} - b Y_{cv}^{(c)})=a^2Var(Y_{cv}^{(t)})+b^2Var(Y_{cv}^{(c)})$~~

[10]：Improving the Sensitivity of Online Controlled Experiments by Utilizing Pre-Experiment Data见，2.3semi-parametric method，2.2parametric method（ANCOVA）的问题是：使用了线性模型，且要求Covariate包含所有的confounder（residual与输入无关的必要条件，如果有一些实验的treatment assignment非完全随机，明显受到一些因素的影响时，会比较麻烦，需要把这些因素全部纳入。

[11] U statistics
https://en.wikipedia.org/wiki/Mann%E2%80%93Whitney_U_test以及
https://tech.ebayinc.com/engineering/significance-testing-for-ratio-metrics-in-experiments/

[12]A Decision Theoretic Approach to A/B Testing

[13]连续推断导致FDR提升，Always Valid Inference: Continuous Monitoring of
A/B Tests

[14]:Tests for Two Proportions

[15]多变量：Variance Reduction
Three Approaches to Control Variates 3.2 Multiple Control Variates

[16] 二分变量（比例）的test：### Hypothesis Testing for Means & Proportions

最后编辑于：2021.06.29 20:17:41

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日本核电站爆炸内幕
正文年R本政府宣布，位于F岛的核电站，受9级特大地震影响，放射性物质发生泄漏。R本人自食恶果不足惜，却给世界环境...
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男人毒药：我在死后第九天来索命
文/蒙蒙一、第九天我趴在偏房一处隐蔽的房顶上张望。院中可真热闹，春花似锦、人声如沸。这庄子的主人今日做“春日...
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一桩弑父案，背后竟有这般阴谋
文/苍兰香墨我抬头看了看天上的太阳。三九已至，却和暖如春，着一层夹袄步出监牢的瞬间，已是汗流浃背。一阵脚步声响...
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情欲美人皮
我被黑心中介骗来泰国打工，没想到刚下飞机就差点儿被人妖公主榨干…… 1. 我叫王不留，地道东北人。一个月前我还...
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代替公主和亲
正文我出身青楼，却偏偏与公主长得像，于是被迫代替她去往敌国和亲。传闻我的和亲对象是个残疾皇子，可洞房花烛夜当晚...
茶点故事阅读 43,543评论 2赞 349

小样本AB test：Bias消除，Variance降低

抽样不均（非完全randomized）（修正bias）

指标数值不稳定（variance过大）

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