СТАТЬИ АРБИР
 

  2016

  Декабрь   
  Пн Вт Ср Чт Пт Сб Вс
28 29 30 1 2 3 4
5 6 7 8 9 10 11
12 13 14 15 16 17 18
19 20 21 22 23 24 25
26 27 28 29 30 31 1
   

  
Логин:
Пароль:
Регистрация
Забыли свой пароль?


СУДЕБНАЯ ЭКСПЕРТИЗА (ЭКСПЕРТНОЕ ЗАКЛЮЧЕНИЕ): ПРИ ИССЛЕДОВАНИИ ОБЪЕКТОВ БИОЛОГИЧЕСКОГО ПРОИСХОЖДЕНИЯ. Ошибочное определение идентификационной значимости выявленной совокупности признаков

Оценка идентификационной значимости выявленных генетических признаков проводится на основе вероятностных расчетов. Алгоритмы расчетов детально разработаны, однако при практическом выполнении вычислений ошибки встречаются. Обычно они обусловлены неверным выбором экспертом модели вычислений, касаясь наиболее сложных случаев - расчетов в случае "смешанных" следов, при прохождении по делу кровных родственников и т.д. В подобных ситуациях искомая вероятностная величина может очень существенно отличаться от той, которая получается в случае, если расчеты ведутся по обычным формулам. Иногда встречается логическая ошибка, связанная с введением в расчеты информации о половой принадлежности. При исследовании следов спермы пол идентифицируемого лица априори известен. Поэтому если в выводах указывается, что рассчитанная величина случайного совпадения признаков означает, с какой вероятностью признаки, согласующиеся с профилем исследуемого объекта, встречаются среди мужчин, то это уточнение не требует введения в расчеты коэффициента 0,5 (поскольку среди мужчин анализируемые аллельные варианты встречаются с такой же частотой, как и в популяции в целом). Иная ситуация имеет место, когда пол идентифицируемого лица был изначально неизвестен и становится дополнительным диагностическим признаком. В этом случае, определив половую принадлежность объекта, в расчеты следует ввести коэффициент 0,5 и соотнести полученную величину случайного совпадения с населением в целом.

Причины ошибок могут также крыться в независимых от эксперта обстоятельствах, обусловленных недостаточностью популяционногенетических данных, являющихся эмпирической основой вероятностных расчетов, выполняемых для оценки идентификационной значимости результатов. В отсутствие достоверных данных относительно частот встречаемости изучаемых генетических характеристик в соответствующей популяции расчеты будут неточны и могут стать причиной ошибочной интерпретации данных.

Сейчас в мире накоплены огромные массивы генетической информации по различным популяциям. Однако в России такие данные пока фрагментарны, не охватывают с необходимой полнотой все население. В случае отсутствия данных по соответствующей популяции пользуются данными по другим популяциям, что может существенно отразиться на точности расчетов. Хотя в популяционной генетике для таких случаев разработаны специальные подходы, с помощью которых в некоторой степени удается скорректировать результаты расчетов (путем введения коэффициентов пересчета), однако при отсутствии необходимых эмпирических данных вычисления весьма уязвимы. На точности расчетов может сказаться неопределенность структуры популяций. Продолжения исследований с изучением больших баз данных требует вопрос о независимости изучаемых признаков.

Результат вычислений оценивается с точки зрения установления тождества. Возможно ли случайное совпадение?

Информативность ДНК-анализа исключительно высока, что обусловлено

огромным количеством генетических вариантов, свойственных индивидуумам в

популяции. Возьмем широко используемую в мировой экспертной практике

13-локусную идентификационную тест-систему (CODIS). Исходя из того что в

каждом локусе присутствуют по крайней мере 10 аллелей, которые образуют 55

генотипов, общее число возможных профилей ДНК при использовании этой

21

системы составляет не менее 10 <1>.

--------------------------------

<1> Weir B. The Rarity of DNA Profiles // Annals of Applied Statistics. 2007. V. 1. N 2. P. 358 - 370.

Казалось бы, такой высочайший полиморфизм делает неактуальным рассмотрение проблемы случайного совпадения признаков. Однако не все так просто. Б. Вир вычислил размер популяции неродственных индивидуумов, в которой обеспечивается не менее чем 50-процентная вероятность того, что в ней существует хотя бы одна совпадающая пара 13-локусных профилей. По его расчетам, размер такой популяции в зависимости от ее структуры должен составлять от 7,7 млн. до 28 млн. Это дало ему основания предположить, что, хотя такие совпадения еще пока и не были выявлены, в тех же США или Великобритании (а также в России) можно будет со временем обнаружить пары совпадающих 13-локусных профилей. Не следует, однако, преувеличивать риск их выявления, поскольку таких пар во всей популяции будет всего несколько, и вероятность того, что при расследовании придется иметь дело с одним из этих совпадающих профилей, крайне мала.

Для оценки риска совпадения следует рассмотреть различия в механизмах идентификации, имеющих место в случае, когда идентификация проводится при традиционном, экспертном исследовании образца, представленного для сравнения, и тогда, когда работают с базами данных. В первом случае сопоставляются идентификационные свойства лишь двух объектов, причем объект, выбранный для сравнения с объектом с места происшествия, появляется не случайно, а в силу того, что соответствующее лицо из-за каких-то на то оснований попадает в поле зрения правоохранительных органов. Иное дело - идентификация с использованием базы данных. В этой ситуации каждый новый объект, который вносится в базу данных, сравнивается по своим генетическим свойствам со всеми остальными имеющимися в ней объектами, а это иной механизм идентификации. Кроме того, совпадение будет получено в отсутствие каких-либо других оснований для выбора этого объекта.

Для понимания этих различий стоит обратиться к феномену "дня рождения", хорошо известного специалистам в области математической статистики. Вероятность того, что у случайно выбранного индивидуума будет определенный день рождения, составляет 1/365. Однако если взять группу из 23 индивидуумов, то вероятность того, что в этой группе найдется какая-то пара, у которой дни рождения совпадут, составит более 50%. Этот результат объясняется тем, что число пар, 253, значительно больше, чем число лиц, 23, а также тем, что в условии задачи не определен конкретный день рождения. Проблема совпадений имеет и генетическую подоплеку, базирующуюся на общей эволюционной истории человечества, ведь тот факт, что популяция конечна, означает, что любые два индивидуума в ней имеют общих предков. Вытекающие из этого закономерности увеличивают вероятность совпадения профилей <1>.

--------------------------------

<1> Weir B.S. The rarity of DNA profiles // The Annals of Applied Statistics. 2007. V. 1. N. 2. P. 358 - 370.

В свете этих рассуждений не является неожиданным выявление, например, в базе данных штата Аризоны, содержащей 65 тыс. профилей, случайного совпадения 9-локусного профиля <1>, поскольку в этой базе данных находились миллионы возможных пар сравниваемых профилей. Если же речь пойдет о базах данных, включающих не десятки тысяч, а миллионы профилей, понятно, что число пар профилей будет уже составлять уже не миллионы, а миллиарды, триллионы и т.д., и совпадения будут возможны для идентификационных систем, включающих еще большее количество локусов. Следует повториться, что вероятность совпадения для одной конкретной пары (по определенным признакам) будет крайне малой, а это и есть ситуация, с которой мы имеем дело в судебных экспертизах.

--------------------------------

<1> Troiler K., Gilroy T., Koeneman B. A nine STR locus match between two apparent unrelated individuals using AmpFlSTR Profiler Plus and COfiler. Proceedings of the Promega 12th International Symposium on Human Identification, 2001.

Риск совпадения с профилем ДНК не причастного к преступлению лица значительно возрастает, когда профиль ДНК объекта, изъятого с места происшествия, является парциальным. Вероятность случайного совпадения с таким профилем возрастает. Ситуация может быть также отягощена наличием в объекте смеси ДНК разных лиц, в особенности когда нельзя с уверенностью установить, за счет каких генотипов образовалась смесь. Со "смешанным" профилем обычно может сочетаться не один профиль, а целый ряд их. Это также повышает вероятность того, что совпадение произойдет с индивидуумом, не являющимся источником происхождения интересующего объекта. Еще более повышается риск совпадений таких профилей с профилем ДНК не причастного к преступлению лица в случае использования базы данных. Смешанные профили имеют весьма заметный удельный вес в статистике совпадений.

Известны случаи, когда ошибочные совпадения парциальных профилей приводили к ложным арестам. В 1999 г. профиль ДНК, изъятой с места нераскрытой кражи в Болтоне (Великобритания), совпал по шести исследованным локусам с профилем ДНК из национальной базы данных. Профиль ДНК принадлежал мужчине, проживающему в другом английском городе, Свиндоне. Хотя это лицо и было арестовано, правильность результатов идентификации сразу вызвала сомнения: мужчина был инвалидом и физически не мог совершить преступление в Болтоне. Исследование дополнительных локусов исключило это лицо, притом что полученная первоначально величина вероятности случайного совпадения составила всего 1 на 37 млн. Это, впрочем, неудивительно, поскольку в популяции такого размера, какую имеет Великобритания (около 60 млн.), данная величина вероятности подразумевает возможность получения 3 или 4 подобных совпадений <1>. Чем больше база данных, тем больше вероятность выявления одного из этих совпадающих профилей, однако нельзя быть уверенным, что идентифицировать преступника удастся именно при первом совпадении.

--------------------------------

<1> Balding D.J. Weight-of-evidence for DNA profiles. John Wiley & Sons, 2005. P. 32; 148. Цит. по: Thompson W.C. The potential for error in forensic DNA testing...

В 2004 г. подобная ошибка произошла в США, где также было выявлено совпадение по 6 локусам между частичным профилем ДНК с места кражи и профилем ДНК из базы данных. Профиль принадлежал женщине из Чикаго. Женщина была арестована, однако затем освобождена, поскольку у нее оказалось "железное" алиби: во время совершения кражи она находилась в тюрьме. Неизвестно, каковы были бы последствия для этой идентифицированной в случае, если бы не этот факт, ведь провести исследование по дополнительным локусам не позволяло состояние объекта.

Совпадения профилей значительно более вероятны для близких кровных

родственников. Б. Вир рассмотрел соответствующие зависимости для

13-локусного профиля, для которого вероятность совпадения с профилем ДНК,

случайно выбранного из популяции неродственного индивидуума, составила в

-14

среднем 2 x 10 . Величины вероятности совпадения с профилями родственников

были значительно выше: для двоюродных братьев (сестер) эта вероятность

-12 -9

составила 2 x 10 , для родителей и детей - 6 x 10 и для родных братьев

-6

(сестер) - всего 5 x 10 <1>. Если исходить из того, что в популяции любой

страны значительное число составили родственные между собой лица, то число

совпадающих пар будет ощутимым.

--------------------------------

<1> Weir B.S. Op. cit.

Существование родственника лица, оставившего следы на месте происшествия, как и лица, в отношении которого устанавливается отцовство, может весьма усложнять интерпретацию результатов экспертизы. Так, если у лица, являющегося отцом, есть брат, то исключение отцовства последнего может иногда потребовать значительных усилий. У. Гудвин и соавторы описывают случай, когда, исключив брата отца по одному локусу, им пришлось провести анализ еще 22 генетических маркеров, прежде чем они получили для брата предполагаемого отца исключение по второму локусу <1>. Примечательно, что в большинстве случаев, если не выявилось расхождений, "замена" биологического отца на его брата не приведет к изменению индекса отцовства (PI) <2>. Таким образом, если вопрос о дифференциации между братьями не поставлен, эта проблема может просто не попасть в поле зрения и привести к ошибочному выводу; это тоже надо учитывать при выборе порога идентификации <3>.

--------------------------------

<1> Goodwin W., Ballard D., Thacker C. et al. Case study: paternity testing - when 21 STR loci are not enough // Int. Society of forensic genetics. 2003. 9 - 13 September. Bordeaux - Arcachon. D-10.

<2> Goodwin W., Jacewicz R., Szram S. Effect on paternity index of substituting the biological father by his brother // Int. Society of forensic genetics. 2003. 9 - 13 September. Bordeaux - Arcachon. D-16.

<3> Перепечина И.О., Животовский Л.А. Указ. соч.

Вопрос о том, как избежать ошибок за счет случайного совпадения, весьма не прост. Повысить информативность позволяет включение в анализ дополнительных локусов, но сделать это не всегда позволяет состояние объекта. Дело, однако, не только в этом. Принципиально важным является вопрос о том, какой объем идентификационной информации достаточен для категорического решения вопроса экспертом. В силу конвенциональной природы критерия идентификации проблема его выбора не имеет единственного решения, подходы здесь могут быть различны <1>. Представляется также, что, поскольку проблема носит системный характер, являясь ключевой проблемой криминалистической идентификации в целом, подход к ее решению также должен быть системным <2>.

--------------------------------

<1> Концепция автора представлена в работе: Перепечина И.О. Проблема категорического экспертного вывода в судебной ДНК-идентификации и разработка подходов к ее решению // "Черные дыры" в российском законодательстве. 2003. N 2. С. 287 - 296.

<2> Перепечина И.О. Системный подход к проблеме установления тождества в идентификационных криминалистических исследованиях // Проблемы системных исследований в криминалистике и судебной экспертизе: Сб. научных работ. М.: МГУ, 2006. С. 157 - 164.

Принципиально важным в этой ситуации является также рассмотрение результатов ДНК-анализа в едином блоке других доказательств по делу, в особенности, когда идентификация осуществляется посредством использования базы данных.

Вопрос о "пороге идентификации" актуален и для экспертизы спорного отцовства. В контексте изучаемой темы заслуживает внимания Приказ Минздравсоцразвития России от 12 мая 2010 г. N 346н "Об утверждении Порядка организации и производства судебно-медицинских экспертиз в государственных судебно-экспертных учреждениях Российской Федерации", в котором в разделе 84.12 "Генетическая экспертиза по поводу спорного происхождения детей" регламентированы уровни достоверности при экспертизе спорного происхождения детей указано: "Уровень доказательности экспертного исследования в случае неисключения отцовства, материнства должен составлять следующие значения: для полного трио (мать - ребенок - предполагаемый отец) при условии, что истинность другого родителя считается бесспорной: не ниже 99,90% (рассчитываемый как Байесова вероятность отцовства/материнства); не ниже 1000 (рассчитываемый как индекс отцовства PI); для дуэта (ребенок - предполагаемый отец) в отсутствие другого родителя: не ниже 99,75% (рассчитываемый как Байесова вероятность отцовства/материнства); не ниже 400 (рассчитываемый как индекс отцовства PI)" <1>. Оно вызывает серьезные возражения, которые цитируются ниже по статье, опубликованной совместно с проф. Л.А. Животовским <2>:

--------------------------------

<1> Данное положение перешло без изменения из утратившего силу Приказа Минздрава России от 24 апреля 2003 г. N 161 "Об утверждении Инструкции по организации и производству экспертных исследований в бюро судебно-медицинской экспертизы".

<2> Перепечина И.О., Животовский Л.А. Указ. соч.

"Прежде всего не имеет оснований категоричность регламентации уровня доказательности установления отцовства, материнства, ведь однозначных критериев доказательности экспертизы при решении вопросов спорного отцовства (материнства) априори не существует. В Приказе не приведены основания для регламентации указанных значений вероятностей (99,90 и 99,75%), профессиональным сообществом они не принимались и являются лишь частным мнением составителя данного раздела Приказа. Регламентированные Приказом уровни вероятностей не обеспечивают достоверного решения вопроса об отцовстве (материнстве). Например, заявленному уровню вероятности 99,75% соответствует ошибка идентификации (а следовательно, экспертного вывода) в среднем в 1 случае из 400. Понятно, что при этом уровне нельзя рассматривать экспертное заключение как достоверное судебное доказательство - тем более в уголовном деле. Не имеет оснований и регламентация разных критериев достоверности для "трио" и "дуэта". Из того, что исследование образцов ребенка и лишь одного - предполагаемого - родителя обеспечивает меньшую информативность исследования, чем это возможно в случае, если исследован также образец заведомо истинного родителя, должно следовать, конечно, не снижение критерия достоверности идентификации для "дуэта", а включение в анализ большего числа локусов, что позволит выйти на те же величины вероятностей, что и в случае с тремя участниками экспертизы.

Анализ современной литературы показывает, что в мировой практике принято достигать весьма высокой достоверности данных при экспертизе спорного отцовства. Так, в США величина вероятности отцовства, на которую ориентировано количество исследуемых локусов, обычно не ниже уровня 99,999%, практически же достигаемая вероятность отцовства составляет порядка 99,999999% и более. Существенно отметить, что указанная весьма высокая цифра вероятности - 99,999% - относится к экспертизам спорного отцовства, проводимым в связи с гражданскими делами. Регламентированные же Приказом значительно более низкие уровни вероятностей в равной степени относятся как гражданским, так и к уголовным делам".




.


Перейти к оглавлению: Россинская Е.Р. Судебная экспертиза: типичные ошибки. М.: Проспект, 2012. 544



МОЙ АРБИТР. ПОДАЧА ДОКУМЕНТОВ В АРБИТРАЖНЫЕ СУДЫ
КАРТОТЕКА АРБИТРАЖНЫХ ДЕЛ
БАНК РЕШЕНИЙ АРБИТРАЖНЫХ СУДОВ
КАЛЕНДАРЬ СУДЕБНЫХ ЗАСЕДАНИЙ

ПОИСК ПО САЙТУ
  
Количество Статей в теме 'Банкротство, арбитражные управляющие': 3247