Загрузка...
Учебная работа. Вероятностные расчеты в ДНК-дактилоскопии
В истинное время в практику судебной медицины и криминалистики вошли новейшие способы идентификации, основанные на анализе дезоксирибонуклеиновой кислоты (ДНК ). Информативность этих способов только велика, потому что высочайший полиморфизм последовательностей ДНК делает ее неограниченным источником кислота — макромолекула, обеспечивающая хранение, передачу из поколения в поколение и реализацию генетической программы развития и функционирования живых организмов)-анализ употребляется как в экспертизе вещественных доказательств, так и в экспертизе спорного происхождения деток.
Как и при традиционной дактилоскопии (исследовании папиллярных орнаментов), в процессе анализа ДНК не выявляются особенные, характерные лишь данному индивиду, признаки. Любой из изучаемых признаков владеет только групповой принадлежностью, но в совокупы они разрешают индивидуализировать объект. Оценка идентификационного значения выявленных признаков осуществляется на базе вероятностных расчетов, базирующихся на данных о частотах встречаемости признаков у населения (в популяции). Частоты встречаемости признаков устанавливают опытным методом. Для этого изучат определенную подборку людей, отражающую распределение признаков в популяции, и для всякого из их подсчитывают частоту встречаемости. Данные о частотах встречаемости разрешают вычислить вероятности кислота — макромолекула, обеспечивающая хранение, передачу из поколения в поколение и реализацию генетической программы развития и функционирования живых организмов)-анализа, рассматриваются в ряде работ [1 14].
В вероятностных расчетах употребляют последующие обозначения и формулы.*
Главным идентификационным признаком является аллель. При популяционных исследовательских работах в границах всякого локуса выявляется целый ряд аллелей; у раздельно взятого индивида при типировании локуса определяются один (го-мозиготная форма) либо два (гетерозиготная форма) аллеля. Возможность аллеля обозначается эмблемой p. знак pk значит возможность того, что аллель воспринимает 1-го локуса в популяции равна 1, т.е. если в локусе n аллелей, то:
p1 + p2 +…… + pn = 1.
Возможность встречаемости гетерозиготного профиля ДНК , состоящего из аллелей a и b ( a,b), равна удвоенному произведению вероятностей соответственных аллелей a и b:
a,b = 2 pa pb при a b.
Возможность встречаемости гомозиготного профиля ДНК , содержащего, к примеру, аллель a ( a,a), равна квадрату вероятности аллеля a: a,a = p2а.
Возможность pа вычисляют на основании величины qa, обозначающей возможность присутствия у индивида в типируемом локусе (хотя бы в одной из парных хромосом) аллеля a. Возможность qa равна сумме всех генотипов, включающих в себя аллель a:
qa = 1,a 2,а +… + a,а +… + n,a = 2p1 pa + 2p2 pa +… + p2a +… + 2pn pa = pa (2 pa).
Откуда:
.
Возможность qa находят на основании данных популяционных исследовательских работ. Для этого подсчитывают qa(N) частоту нахождения аллеля а в данном локусе ДНК , равную отношению числа проб (Nа), в каких был выявле аллель а, к общему числу исследованных проб (N):
qа(N) = Na /N.
Если N велико, то, по закону огромных чисел, частота qa(N) фактически совпадает с вероятностью qa. Потому правомерно употребление понятий «частота» и «возможность» практически как синонимов, потому что они обозначают практически одно и то же число.
В литературе для обозначения qa нередко употребляется термин «частота встречаемости аллеля а в популяции». При всей традиционности этот термин, но, является не совершенно удачным, так как он быть может отнесен и к величине pa, которая меньше qa практически в 2 раза. Число рa есть возможность нахождения аллеля а в одной хромосоме, а qa есть возможность нахождения аллеля а хотя бы в одной из 2-ух (парных) хромосом. Нужно различать эти понятия.
Если генетический анализ проводится по нескольким локусам, наследование по которым происходит независимо, то возможность комплекса признаков P равна произведению вероятностей всякого из их:
Р = Р1 Р2… Рn.
При идентификации разыскиваемой величиной является возможность случайного совпадения признаков, выявленных в исследуемом объекте и сравниваемых с ним образчиках. Возможность случайного совпадения значит возможность того, что этот же вывод был бы изготовлен, если б профиль ДНК исследуемого объекта сравнивался с генотипом хоть какого случайного индивида. Так как возможность случайного совпадения воспринимается как абстрактное понятие, в выводах целенаправлено выразить вычисленную величину через возможность (частоту) встречаемости выявленного комплекса признаков. Вероятна формулировка последующего вида: «Возможность случайного совпадения выявленных генетических признаков составляет 2 10 -4, т. е. данные признаки в их совокупы могут быть обнаружены в среднем у 2-ух человек из 10 тыщ».
Нужно держать в голове, что слово «возможность», так же как и теория вероятностей в целом, может относиться только к математической модели, а не к настоящей актуальной ситуации. Потому в выводах не следует применять формулировки типа: » образованная водянистой соединительной тканью . Состоит из плазмы и форменных частей: клеток лейкоцитов и постклеточных структур: эритроцитов и тромбоцитов»> образованная жидкой соединительной тканью. Состоит из плазмы и форменных элементов: клеток лейкоцитов и постклеточных структур: эритроцитов и тромбоцитов»>кровь в следах произошла от подозреваемого С. с вероятностью…», так как исследуемая образованная водянистой соединительной тканью . Состоит из плазмы и форменных частей: клеток лейкоцитов и постклеточных структур: эритроцитов и тромбоцитов»> образованная жидкой соединительной тканью. Состоит из плазмы и форменных элементов: клеток лейкоцитов и постклеточных структур: эритроцитов и тромбоцитов»>кровь или произошла от подозреваемого, или нет.
эксперт не компетентен в определении всех событий дела, это задачка следствия. Его обязанностью является предоставление беспристрастной инфы, основанной на данных исследования вещественных доказательств. Потому, формулируя вывод, эксперт не должен ни гиперболизировать, ни умалять значение выявленных им генетических признаков. Не следует, к примеру, указывать, что данный признак может повстречаться «только у 1-го человека из 10 тыщ». много это либо не достаточно в любом случае вопросец разноплановый и, обычно, находящийся вне компетенции профессионала.
Самую большую сложность представляют случаи положительной идентификации личности. Как оценить, достаточна ли приобретенная информация для того, чтоб создать категорический вывод о источнике происхождения следов? Другими словами, при каком значении Р эксперт может утверждать, что исследуемый объект произошел конкретно от данного лица?
Для осознания этого вопросца разглядим последующую ситуацию. Установлено, что возможность случайного совпадения профиля ДНК крови в следах с генотипом подозреваемого П. (под «генотипом» тут и дальше условно понимается та его часть, которая исследована в процессе исследования) составляет, к примеру, 10-7. При тех же беспристрастных данных вывод о вероятности случайного совпадения признаков переформулируем, заменив его математически эквивалентным: какова возможность того, что посреди N возможных подозреваемых найдется хотя бы один, у которого генотип также будет согласовываться с профилем ДНК исследуемого объекта? Эта возможность равна:
Q = 1 (1P)N = 1 e Nln(1-Р),
где e основание натурального логарифма (e2,718).
Если Р не достаточно, то можно пользоваться приближенной формулой ln(1 P) = P [точное неравенство P ln(1 P) P Р2, если P 0,5].
Пусть происшествия дела таковы, что число N возможных подозреваемых велико, к примеру N = 5 106 (скажем, все взрослое население Москвы). Тогда Q 1 e0,5 0,39. По всей видимости, линия защиты при оценке такового экспертного заключения будет состоять в последующем: если с вероятностью 0,39 (т.е. 39%) посреди N возможных подозреваемых найдется хотя бы еще один (не считая П.), генотип которого также согласуется с профилем ДНК исследуемого объекта, то, исходя из принципа презумпции невиновности, данные генетического анализа не могут быть положены в базу обвинительного заключения П. Это использовалось в забугорной адвокатской практике для оправдания обвиняемого [9].
Приведенный пример указывает, что если возможность случайного совпадения признаков в исследуемом объекте и генотипе проходящего по делу лица является малой величиной, это, тем не наименее, не значит, что такие же признаки не могут находиться и в генотипе еще какого-либо индивида (и даже не 1-го). Так, в нашем примере таковой индивид полностью возможно мог повстречаться в том же городке. Понятно, что если б речь шла о популяции не городка, а, к примеру,страны (либо всего земного шара), то эта возможность была бы еще большей. Напротив, когда круг подозреваемых строго ограничен (к примеру, грех совершено на корабле), эта возможность мала. Так, если N = 1000, при том же значении Р = 107, что и в прошлом примере, возможность того, что в данной совокупы повстречается хотя бы еще один индивид с таковыми же признаками, составит всего 0,0001, либо 0,01%. (Если Р N 1, то можно воспользоваться приближенной формулой Q = Р N.)
Заметим, что сама по для себя возможность существования еще 1-го либо даже нескольких индивидуумов с интересующими генетическими признаками (а она на теоретическом уровне есть при любом значении вероятности Р) совсем не лишает экспертизу доказательности. Ведь это не свидетельствует о том, что выводы профессионала относительно источника происхождения следов неверны. Это только указывает принципную возможность гипотетичного существования индивида, характеризующегося аналогичным сочетанием аллелей. При всем этом речь идет о случайной выборке людей, включающей в том числе и тех, кто не мог быть участником данного злодеяния, к примеру, в силу возраста, физического состояния и т. д.
Для определения аспекта достоверности идентификации мы хотим предложить применять последующий подход.
Если считать, что результаты экспертизы послужат основой обвинительного заключения по данному уголовному делу либо решения суда о признании отцовства, то возможность судебной ошибки (осуждения невиновного или признания папой человека, в реальности им не являющегося) равна вероятности случайного совпадения Р. Возможность того, что ни одна из экспертиз, проведенных по N делам, не повлечет за собой судебной ошибки, равна (1Р)N. Если Р N не достаточно (скажем, Р N 0,2), то можно воспользоваться приближенной формулой (1Р)N 1Р N. Эта величина охарактеризовывает надежность способа идентификации по ДНК . Последующие расчеты зависят от требований, предъявляемых к данной надежности. Если условием внедрения способа является требование, чтоб в течение 10 лет при его использовании не было допущено ни одной судебной ошибки, а число выполняемых в год идентификаций порядка 1000, то получаются последующие выводы: если Р = 105, то возможность того, что за 10 лет не будет ни одной ошибки, равна 1 Р N = 1105 104 = 0,9 = 90%; при Р = 106, Р = 107, Р = 108 эта возможность составит соответственно 99; 99,9; 99,99%. Крайнее число весьма велико и, видимо, довольно для того, чтоб давать положительное заключение. Таковым образом, при данном значении N=104 величину 108 можно принять за верхний предел вероятности случайного совпадения, при которой вывод правомерно формулировать в виде: «Следы крови произошли от К.» либо «С. является биологическим папой малыша А.». Данное идентификации с обозначенной вероятностью обеспечивается не наименее чем в 100 000 случаев, и т.д.
Приведенные расчеты демонстрируют вероятный методический подход к интерпретации величины Р. Принципно принципиальным, но, является вопросец о том, следует ли профессионалу в собственном заключении интерпретировать эту величину. вопросец является спорным и просит специального рассмотрения.
Если обратиться к забугорной практике, то понятно, что в почти всех странах эксперт ограничивается только указанием значения Р, а оценивает эту величину Трибунал, исходя из всех узнаваемых ему событий. Этот подход имеет особенные основания для российскей практики, принимая во внимание то, что популяционные исследования в Рф лишь начались и достаточной базы данных о генотипах еще не сотворено. В любом случае, главные задачи положительной идентификации должны решаться не отдельными спецами, а широким кругом компетентных лиц, с неотклонимым ролью юристов, на междуведомственном уровне. По вопросцу, следует ли профессионалу в собственном заключении интерпретировать величину Р, обязано быть вынесено особое решение.
Вероятностные расчеты при установлении тождества сравниваемых объектов
задачка состоит в последующем. Выявленный в исследуемом объекте Х (напри-мер, в пятне крови ) профиль ДНК такой, что не исключена возможность того, что Х произошел от подозреваемого либо потерпевшего (П). Требуется найти возможность случайного совпадения профиля ДНК Х с генотипом П. Другими словами, нужно установить, с какой вероятностью выявленные в объекте Х признаки совпали бы с генотипом случаем взятого индивида N.
Приведем несколько примеров.
Пример 1. При исследовании пятна выявляются два аллеля, совпадающие с гетерозиготным профилем ДНК подозреваемого П:
Х П.
а ______ _______
b ______ _______
В этом случае:
Р (профиль ДНК N равен а,b) = a,b = 2 pа pb.
Пример 2. В объекте выявляется единичный аллель. Таковой же аллель содержит и гомозиготный профиль ДНК подозреваемого П.:
Х П.
а _______ _______
В этом случае:
Р (профиль ДНК N равен а,а) = a,a = p2а.
Пример 3. В объекте находится наиболее 2-ух аллелей (а1, а2,…, ак). Это может быть, если Х, к примеру, содержит образованная жидкой соединительной тканью. Состоит из плазмы и форменных элементов: клеток лейкоцитов и постклеточных структур: эритроцитов и тромбоцитов»>кровь
сразу 2-ух человек:
Х
а1_______
а2_______
………….
_______
аk _______
П.
_______
_______
генотип П. согласуется с профилем ДНК Х, если П. имеет какие-то два аллеля аi и аj (при всем этом может быть, что i=j). Потому возможность того, что генотип П. согласуется с Х случаем, равна:
.
Окончательная формула расчета вероятности:
т. е. разыскиваемая величина Р равна квадрату суммы вероятностей всех выявленных в пятне аллелей.
По данной же формуле рассчитывается и возможность Р в случае, когда в объекте выявляются лишь два аллеля а и b, но у профессионала есть основания считать, что след оставлен не одним человеком, а 2-мя. Тогда:
Р = (pа + pb)2 = p2а + p2b + 2 pa pb.
Если таковых оснований нет, то, как было обозначено, возможность рассчитывается по формуле:
Р = 2 pa pb.
Ситуации, когда исследуемый объект содержит как ДНК правонарушителя, так и ДНК жертвы и непонятно, за счет какого из этих генотипов выявляются аллели в профиле ДНК Х, требуют специального рассмотрения. Это нередко имеет пространство в экспертизах, назначаемых по поводу злодеяний, совершаемых по сексапильным мотивам.
Априори вероятны последующие три догадки:
А1 = {профиль ДНК Х обоснован генотипом правонарушителя};
А2= {профиль ДНК Х обоснован генотипами правонарушителя и жертвы};
A3 = {профиль ДНК Х обоснован генотипом жертвы}.
Выводы о том, какая из этих гипотез справедлива, теория вероятностей создать не дозволяет. В неких вариантах эксперт располагает данными, дающими ему основания предпочесть одну из гипотез двум иным либо, по последней мере, какую-либо из их исключить. анализ ситуации базируется на оценке нрава исследуемого объекта, также на беспристрастных данных, получаемых в процессе исследования. к примеру, при морфологическом исследовании пятна на одежке во всех полях зрения выявлено существенное количество сперматозоидов без примеси дамских эпителиальных клеток.
Таковой итог дает основания избрать догадку А1 либо, по последней мере, хотя бы исключить догадку А3.
Другая ситуация имеет пространство, к примеру, при исследовании тампона с вагинальным содержимым жертвы. Таковой объект исследования постоянно вначале содержит ДНК потерпевшей, в особенности если на тампоне имеется также и
Когда происшествия дела и данные, приобретенные в процессе исследования, не дают способности избрать какую-либо из гипотез А1, А2, А3, то нужно поступать последующим образом.
Потому что при расчете вероятности недозволено занижать ее человека), требуется вычислить каждую из вероятностей и потом в качестве конечной оценки вероятности случайного совпадения выявленных аллелей с генотипом подозреваемого взять наивысшую из их.
Так же следует поступать и при оценке 2-ух гипотез, если исключена 3-я.
Пример 4. Аллельная черта объекта Х и генотипа П. совпадает. При всем этом один из выявленных аллелей соответствует также гомозиготному профилю ДНК жертвы (Ж):
Х П. Ж
а _______ _______
b _______ _______ _______
Такое размещение аллелей исключает догадку А3. Вероятности равны:
Потому что большей в этом случае является возможность , то в качестве окончательного результата расчетов следует привести эту величину, указав, что .
Пример 5. Профиль ДНК иследуемого объекта Х совпадает с генотипами подозреваемого и жертвы:
Х П. Ж
а _______ _______ _______
b _______ _______ _______
В этом случае априори не исключена ни одна из гипотез.
Надлежащие вероятности равны:
В случае, когда конкретные данные, приобретенные в процессе исследования, дают хотя бы мельчайшее основание для того, чтоб допустить догадку А3, следует отрешиться от решения вопросца.
Если эксперт уверен, что нрав исследованного материала исключает догадку А3 (к примеру, наличие огромного числа сперматозоидов при наименьшем количестве либо отсутствии эпителиальных клеток с Х-хроматином, делающее мистическим получение хорошего результата с женской ДНК на фоне положительного результата с мужской ДНК ), из 2-ух оставшихся гипотез выбирают догадку А2 с подходящим значением вероятности.
В случае, когда ДНК деградирована, не исключена возможность того, что один из аллелей локуса (быстрее всего, наиболее большой) может не проамплифицироваться. Разглядим ситуацию, при которой допускается возможность выявления неполной аллельной свойства исследуемого объекта.
Если профиль ДНК объекта Х представляет собой единичный аллель (обозначим его а) и из-за деградации ДНК мы не исключаем способности того, что 2-ой аллель просто не был найден, появляются последующие две догадки:
В1 = {настоящий профиль ДНК объекта Х есть (а,а)};
В2 = {2-ой аллель не найден}.
Пример 6. В объекте выявлен единичный аллель, в крови подозреваемого (по-терпевшего) — два аллеля:
Х П.
b _______
a _______ _______
ясно, что если в этом случае справедлива догадка В1, то генотип подозреваемого не согласуется с профилем ДНК Х и происхождение Х от П. исключается. Если же приобретенные при исследовании данные (деградированная либо не определяемая в УФЛ ДНК Х) разрешают допустить догадку В2, тогда возможность происхождения Х от П. не исключается и соответственная возможность рассчитывается по формуле:
.
Если рассматривается вариант «смешанного» пятна, то догадки В1 и В2 в совокупы с догадками А1, А2, А3 дают последующие 6 разных сочетаний: В1А1, В1А2, В1А3, В2А1, В2А2, В2А3. Надлежащие вероятности станем обозначать (возможность случайного совпадения генотипа подозреваемого с профилем ДНК Х при Вi, Аj).
Пример 7.
Ж
П. _______
Х _______
а_______ _______
Такое размещение аллелей исключает догадки В1А2 и В1А3. Если верна догадка В1А1, то профиль ДНК Х не согласуется с генотипом П., т.е. происхождение объекта Х от П. исключается. Другие три вероятности рассчитываются по последующим формулам:
В крайних 2-ух вариантах решить вопросец о происхождении объекта Х не представляется вероятным.
нужно отметить, что во всех сложных вариантах (наличие нескольких участников злодеяния, совпадение аллелей в генотипах подозреваемого и жертвы, исследование малых количеств деградированной ДНК ), когда результаты исследования 1-го локуса не разрешают создать конкретный вывод, при расчете вероятности следует учесть данные исследования остальных генетических маркеров.
При установлении тождества сравниваемых объектов заключительную часть выводов рекомендуется формулировать в одном из последующих вариантов:
«По данным исследования локусов.., образованная водянистой соединительной тканью . Состоит из плазмы и форменных частей: клеток лейкоцитов и постклеточных структур: эритроцитов и тромбоцитов»>тканью. Состоит из плазмы и форменных элементов: клеток лейкоцитов и постклеточных структур: эритроцитов и тромбоцитов)
на ножике могла произойти от гр-на П. Частота встречаемости сочетания признаков, выявленных в исследуемом пятне и в генотипе гр-на П., составляет 2 105. Это значит, что обозначенное сочетание генетических признаков встречается в среднем у 2-ух человек из 100 тыщ».
«При исследовании пятен крови на ножике по локусам… в ней выявлены те же генетические признаки, что и в крови гр-на П. Возможность их случайного совпадения составляет 1:250000, т.е. обнаруженные признаки в их сочетании встречаются в среднем у 1-го человека из 250 тыщ».
«В следах на тампоне с вагинальным содержимым гр-ки Л. найдена сперма, которая могла произойти от гр-на С. Возможность случайного совпадения генетических признаков, выявленных в следах и в крови гр-на С., составляет 2 104. Таковым образом, признаки, согласующиеся с генетической чертой, установленной при исследовании пятна, содержащего сперму, могут быть обнаружены в среднем у 2-ух парней из 10 тыщ».
Вероятностные расчеты в экспертизе спорного происхождения деток
Более частым видом экспертизы спорного происхождения деток является экспертиза спорного отцовства. Как правило, она назначается по штатским делам. вместе с сиим, в экспертной практике также встречаются случаи, когда необходимость определения способности происхождения малыша от определенного лица возникает в связи с уголовными злодеяниями. К самым обычным можно отнести последующие ситуации.
1. установление отцовства в вариантах изнасилования, повлекшего за собой беременность потерпевшей (с следующими родами либо ранним прерыванием беременности).
2. установление материнства в экспертизах по делам о детоубийствах.
3. Определение способности происхождения малыша от определенных лиц в случае подмены, кражи деток.
Описан целый ряд подходов к расчету вероятности при экспертизе спорного отцовства [4, 6 8, 10 14], в разной степени сочетающих как плюсы, так и недочеты. Обсуждение этих подходов просит специального рассмотрения.
В данной работе мы сочли целесообразным представить последующую методику.
В табл. 1 приведены формулы расчетов вероятности при установлении отцовства при разных сочетаниях генотипов мамы и малыша, указаны также вероятные при всем этом варианты генотипов отца. Табл. 2 создана для случаев, когда установление способности происхождения малыша от определенного лица делается при отсутствии инфы о генотипе второго родителя (более обычный вариант установление материнства в экспертизах по делам о детоубийствах).
Отметим, что изображенные в таблицах полосы не следует осознавать практически как выявляемые в геле фрагменты ДНК . Зависимо от варианта, они могут обозначать аллели хоть какого локуса, в том числе, к примеру, локуса DQ гена HLA, при исследовании которого аллели в виде полос не выявляются.
Таблица 1
Расчет вероятности Р случайного совпадения признаков, выявленных в генотипах малыша и предполагаемого отца, при разных сочетаниях генотипов мамы и малыша
Профиль ДНК
мамы
Профиль ДНК
малыша
Вероятные варианты
профилей ДНК отца
q p
1 ____
1 ____
1___
2___
1___
q1
p1 (2p1)
1 ____
2 ____
1 ____
2___
2___
1___
3___
2___
q2
p2 (2p2)
2 ____
1 ____
1 ____
1___
2___
1___
3___
1___
q1
p1 (2p1)
3 ____
2 ____
2 ____
1 ____
1___
2___
1___
3___
1___
1___
4___
q1
p1 (2p1)
2 ____
1 ____
2 ____
1 ____
1___
2___
2___
1___
3___
2___
3___
1___
q1+q21,2
p1 (2p1)+
+p2 (2p2)2p1p2
Таблица 2
Расчет вероятности Р при наличии данных о генотипе лишь 1-го из предполагаемых родителей
Профиль ДНК
малыша
Вероятные варианты
профилей ДНК мамы (отца)
q p
1 ____
1 ____
2 ____
1 ____
q1
p1 (2p1)
2 ____
1 ____
1 ____
2 ____
2 ____
1 ____
3 ____
1 ____
3 ____
2 ____
q1+q21,2
p1 (2p1)+
+p2 (2p2)
2p1p2
Покажем, как рассчитывается возможность случайного совпадения признаков, выявленных при исследовании изосерологических систем.
В табл. 3, 4 представлены формулы, по которым проводится математическая обработка результатов исследования по системе АВ0. Из их видно, что для определения вероятности Р нужно сложить частоты встречаемости тех групп крови , которые не исключают отцовства (материнства).
Таблица 3
Расчет вероятности Р по данным исследования по системе АВ0 (известна групповая принадлежность крови малыша, мамы и предполагаемого отца)
Группа крови
мамы
Группа крови
малыша
Группа крови ,
не исключающая
отцовства
А
А
А
А
В
В
В
В
АВ
АВ
АВ
0
0
0
А
В
АВ
0
А
В
АВ
0
А
В
АВ
А
В
0
Неважно какая
В, АВ
В, АВ
А, В, 0
А, АВ
Неважно какая
А, АВ
А, В, 0
Неважно какая
Неважно какая
А, В, АВ
А, АВ
В, АВ
А, В, 0
1
рВ+рАВ
рВ+рАВ
рА+рВ+р0
рА+рАВ
1
рА+рАВ
рА+рВ+р0
1
1
рА+рВ+рАВ
рА+рАВ
рВ+рАВ
рА+рВ+р0
Таблица 4
Расчет вероятности Р по данным исследования по системе АВ0 (известна групповая принадлежность крови малыша и предполагаемой мамы либо предполагаемого отца)
Группа крови малыша
Группа крови , не исключающая
материнства (отцовства)
А
В
АВ
0
Неважно какая
Неважно какая
А, В, АВ
А, В, 0
1
1
рА+рВ+рАВ
рА+рВ+р0
Как и при установлении тождества объектов, в выводах экспертиз спорного происхождения деток следует избегать формулировок типа «возможность происхождения малыша Н. от гр-на К. составляет…».
Вероятны последующие формулировки:
«Согласно данным исследования локусов.., гр-н К. может являться биологическим папой малыша С. Возможность случайного совпадения признаков, выявленных в генотипах гр-на К. и малыша С., составляет 104, т. е. на теоретическом уровне в среднем один мужик из 10 тыщ быть может биологическим папой малыша с данными генетическими признаками».
«Результаты генетического анализа крови малыша Н. и гр-ки К. по локусам… не исключают способности происхождения этого малыша от данного лица. Возможность случайного совпадения признаков, выявленных в генотипах малыша Н. и гр-ки К., составляет 2 104. Это значит, что ребенок с найденными генетическими признаками может родиться в среднем у 2-ух дам из 10 тыщ».
«По данным исследования систем… у гр-на К. и гр-ки С. мог родиться ребенок, имеющий такие же генетические признаки, как ребенок Н. Возможность случайного совпадения признаков, выявленных у проходящих по делу лиц, составляет 2 105. Таковым образом, рождение малыша с найденными генетическими признаками может быть в среднем у 2-ух пар из 100 тыщ».
Литература
1. Akane A. Matsubara K., Shiono H. et al. //J. For. Sci. 2000. V. 35. Р. 1217 1225.
2. Cohen J.E. // Am. J. Hum. Genet. 1990. V.46. Р.358 368.
3. Еvett I.W., Werrett D.J., Smith A.F. // J.For. Sci. Soc. 1989. V. 29. Р. 191 196.
4. Evett I.W., Werrett D.J., Bucleton J.S. //J.For. Sci.Soc. 1989. V. 29. Р. 249 254.
5. Evett I. W., Pinchin R. // Int. J. Leg. Med. 1991. V. 104. Р. 267 272.
6. Honma M., Ishijama I. //Hum. Hered. 1989. V. 39. Р. 165 169.
7. Jeffrejs A.J., Turner M., Debenhamt P. //Am. J. Hum. Genet. 1991. V. 48. Р. 824 840.
8. Kadasi L., Ferak V. // 13-th Meeting International Association of Forensic Scienсes Program and Abstracts. 1993. Р.115.
9. Kingston C. J. //J.For. Sci. 1989. V. 34. Р. 1336 1342.
10. Morris J.W., Sanda A.I., Glassberg J. J.// J. For. Sci. 1989. V. 34. Р. 1311 1317.
11. Morris J.W., Brenner C.H. Proceeding from the second international simposium on human identification, 1991. Promega, Madison (1991). Р. 181 191.
12. Odelberg S.J., Demers D.B., Westin E.H., Hossaini A.A.// J.For. Sci. 1998. V. 33. Р. 921 928.
13. Wiegand P., Lorete J., Brinkmann B. //Int. J. Leg. Med. 2001. V. 104. P. 277 280.
14. Jassonridis A., Epplen J.T. //Electrophoresis. 2001. V. 12. Р. 221 226.
]]>