ビンラディン容疑者の殺害について、旧日本軍による真珠湾攻撃を指揮した山本五十六連合艦隊司令長官の軍用機を撃墜した作戦と同じだとして、その正当性を強調した。2012年6月28日、アメリカ合衆国下院は失敗した銃密輸捜査"Operation Fast and Furious"に関する文書の提出を拒んだとして、米国史上初めて議会侮辱罪で告発する決議を可決した。
2001年以降、ホルダーはワシントンD.C.の国際法律事務所コビントン・アンド・バーリングに弁護士として所属した。ホルダーは医薬品企業メルクやアメリカンフットボールリーグNFLの代理人を務めた。
ホルダーはビル・クリントン政権において、1997年から2001年まで司法副長官を務めた。1997年、クリントン大統領はジェイミー・ガレリック司法副長官の辞任を受けて、後任の司法副長官にホルダーを指名した。同年7月に、ホルダーは満場一致の票決によって上院の承認を受け、司法副長官に着任した。指名承認の公聴会において、ホルダーは死刑制度に対する反対意思を質問された。ホルダーは現行法に従い、司法長官ジャネット・レノに協力する意思を誓うと述べた。そしてホルダーは「私は死刑の賛同者でない。だが私は、議会の求めに応じて、法の下に死刑を執行する意思がある」と述べた。ホルダーはアフリカ系アメリカ人として、初めて司法副長官に就任した。2001年にジョージ・W・ブッシュが大統領に就任した際、司法長官としてジョン・アシュクロフトが上院の承認を受けるまでの10日あまりの間、ホルダーは司法長官代行を務めた。
大学院卒業後、ホルダーは司法省に勤務した。ホルダーは1976年から1988年まで公職保全局に所属し、裁判弁護士として従事した。ホルダーは司法省在職中、アブスキャム事件に際しておとり捜査で発覚した贈賄事件を扱い、民主党ジョン・ジャンレット連邦下院議員の起訴を支援した。1988年、ロナルド・レーガン大統領はホルダーをコロンビア特別区最高裁判所の陪席判事に任命した。1993年、ホルダーは判事職を退き、ビル・クリントン大統領から受けたコロンビア特別区担当の連邦検事職を受理した。ホルダーはアフリカ系アメリカ人として初めて連邦検事に就任した。ホルダーは連邦検事として、1992年の郵便公社汚職事件を扱い、公金横領などの容疑で起訴された民主党ダン・ロステンコウスキー連邦下院議員の結審を監視した。ホルダーは1997年に司法副長官として指名を受け、連邦検事を退いた。
エリック・ハンプトン・ホルダーは1951年1月21日にニューヨーク州ニューヨークのブロンクス区において誕生した。ホルダーはクイーンズ区の公立学校で10歳まで学んだ。ホルダーは4年生への進級時、優秀学生支援プログラムの対象児童に選ばれた。ホルダーはマンハッタンの名門スタイヴェサント高校へ進み、1969年に卒業した。ホルダーはコロンビア大学へと進学し、1973年にアメリカ史の学士号を取得した。その後、コロンビア大学法科大学院へ進み、1976年に法務博士号を取得した。ホルダーは大学院在学中の1974年夏に、全米黒人地位向上協会の法律弁護教育基金で事務員として勤務し、また、1975年夏に、司法省の刑事裁判部で事務員として勤務した。ホルダーは1977年にニューヨーク州で弁護士として認可を受け、1980年にはコロンビア特別区においても弁護士として認可を受けた。
農業や医学の領域での統計的解析に端を発している、処置という言葉だが、今はより一般的に、自然科学と社会科学、特に心理学、政治学、経済学などにおいて、例えば公共政策の成果を評価するために用いられている。処置や成果の特徴は平均処置効果の推定においては相対的に重要ではない、すなわち、平均処置効果の計算には処置がある集団には適用されて、他の集団には適用されていないことが必要で、処置がどのようなものであるか（薬学的なもの、インセンティブ支払い、政治広告など）は平均処置効果の定義と推定からは無関係である。"処置効果"という表現は、興味のある結果変数（例えば、患者の健康状態）と与えられた処置または介入（例えば、薬の投与）との因果関係を指している。ルービンの因果モデルにおいては、処置効果は個々の集団の二つの潜在的成果によって定義されている。それぞれの集団は処置がなされた場合に明らかになる成果と処置がなされなかった場合（統制された場合）に明らかになる成果をそれぞれ持っている。"処置効果"はこの二つの潜在的な成果の差である。しかしながら、個々人は処置を受けるか（処置群に入るか）統制を受けるか（対照群に入るか）のどちらかしか、もしくは両方とも割り当てられないので、個人レベルの処置効果は観測できない。処置のランダム割り当ては、処置群と対照群の双方が（実験の多数回の繰り返しにおいて）同一であることを満たす。実際、双方のグループは共変数と潜在的成果の確率分布が同一である。ゆえに、処置群の平均的な成果は、対照群の平均的な成果にとっての処置を受けられなかった場合の成果（英: counterfactual）として役に立つ。その二つの平均の差が平均処置効果であり、観測できない個人レベルの処置効果の分布の代表値の推定量である。もしサンプルが母集団からランダムに構成されたものであるならば、サンプルからの平均処置効果（SATE）はまた母集団からの平均処置効果（PATE）の推定量である。実験においては、潜在的成果（とあらゆる共変数）は処置群と対照群で同様に分布することが確かめられている、あるいは見越されているが、実証研究においてはそうではない。実証研究において処置群と対照群をランダムに割り当てることは出来ず、よって処置群の割り当ては観測されない、もしくはできない因子に依存する。観測される因子ならば統計的にコントロール可能である（例えば回帰やマッチング）が、処置群に入るか対照群に入るかに影響を与える観測できない因子の交絡はあらゆる平均処置効果の推定量に存在する。