Контрольная: Вероятностные расчеты в ДНК-дактилоскопии - текст контрольной. Скачать бесплатно.
Банк рефератов, курсовых и дипломных работ. Много и бесплатно. # | Правила оформления работ | Добавить в избранное
 
 
   
Меню Меню Меню Меню Меню
   
Napishem.com Napishem.com Napishem.com

Контрольная

Вероятностные расчеты в ДНК-дактилоскопии

Банк рефератов / Медицина и здоровье

Рубрики  Рубрики реферат банка

закрыть
Категория: Контрольная работа
Язык контрольной: Русский
Дата добавления:   
 
Скачать
Microsoft Word, 257 kb, скачать бесплатно
Заказать
Узнать стоимость написания уникальной работы

Узнайте стоимость написания уникальной работы

Вероятностные расче ты в ДНК-дактилоскопии В настоящее время в практику судебной медицины и криминалистики вошли н овые методы идентификации, основанные на анализе дезоксирибонуклеинов ой кислоты (ДНК). Информативность этих методов исключительно велика, так как высокий полиморфизм последовательностей ДНК делает ее неограничен ным источником идентификационных признаков. ДНК-анализ используется как в экспертизе вещественных доказательств, т ак и в экспертизе спорного происхождения детей. Как и при классической дактилоскопии (исследовании папиллярных узоров), в ходе анализа ДНК не выявляются особые, свойственные только данному инд ивидууму, признаки. Каждый из изучаемых признаков обладает лишь группов ой принадлежностью, однако в совокупности они позволяют индивидуализи ровать объект. Оценка идентификационного значения выявленных признако в осуществляется на основе вероятностных расчетов, базирующихся на дан ных о частотах встречаемости признаков у населения (в популяции). Частот ы встречаемости признаков устанавливают опытным путем. Для этого иссле дуют определенную выборку людей, отражающую распределение признаков в популяции, и для каждого из них подсчитывают частоту встречаемости. Данн ые о частотах встречаемости позволяют вычислить вероятности идентифик ационных признаков. Вопросы, касающиеся расчета вероятности при оценке результатов ДНК-анализа, рассматриваются в ряде работ [1 14]. В вероятностных расчетах используют следующие обозначения и формулы.* Основным идентификационным признаком является аллель. При популяционн ых исследованиях в пределах каждого локуса выявляется целый ряд аллеле й; у отдельно взятого индивидуума при типировании локуса определяются о дин (го-мозиготная форма) или два (гетерозиготная форма) аллеля. Вероятнос ть аллеля обозначается символом p. Символ p k означает вероя тность того, что аллель принимает значение k. Например, символом p 2 обозначает ся вероятность аллеля номер 2. Сумма вероятностей всех аллелей одного ло куса в популяции равна 1, т.е. если в локусе n аллелей, то: p 1 + p 2 +...... + p n = 1. Вероятность встречаемости гетерозиготного профиля ДНК, состоящего из аллелей a и b ( a,b ), равна удвоенному произведению вероятностей соо тветствующих аллелей a и b: a,b = 2 p a p b при a b. Вероятность встречаемости гомозиготн ого профиля ДНК, содержащего, например, аллель a ( a,a ), равна квадрат у вероятности аллеля a: a,a = p 2 а . Вероятность p а вычисляют на основании величины q a , обозначающей в ероятность присутствия у индивидуума в типируемом локусе (хотя бы в одно й из парных хромосом) аллеля a. Вероятность q a равна сумме все х генотипов, включающих в себя аллель a: q a = 1,a 2, а +... + a, а +... + n,a = 2p 1 p a + 2p 2 p a +... + p 2 a +... + 2p n p a = p a (2 p a ). Откуда: . Вероятность q a находят на основании данных популяционных иссле дований. Для этого подсчитывают q a (N) частоту нахождения аллеля а в данном локус е ДНК, равную отношению числа проб (N а ), в которых был выявле аллель а, к общему ч ислу исследованных проб (N): q а (N) = N a /N. Если N велико, то, по закону больших чисел, частота q a (N) практически со впадает с вероятностью q a . Поэтому правомерно употребление понятий "частот а" и "вероятность" почти как синонимов, так как они обозначают фактически о дно и то же число. В литературе для обозначения q a часто используется термин "частота встречаем ости аллеля а в популяции". При всей традиционности этот термин, однако, яв ляется не совсем удачным, поскольку он может быть отнесен и к величине p a , котор ая меньше q a почти в 2 раза. Число р a есть вероятнос ть нахождения аллеля а в одной хромосоме, а q a есть вероятнос ть нахождения аллеля а хотя бы в одной из двух (парных) хромосом. Необходим о различать эти понятия. Если генетический анализ проводится по нескольким локусам, наследован ие по которым происходит независимо, то вероятность комплекса признако в P равна произведению вероятностей каждого из них: Р = Р 1 Р 2. .. Р n. При идентификации искомой величиной является вероятность случайного с овпадения признаков, выявленных в исследуемом объекте и сравниваемых с ним образцах. Вероятность случайного совпадения означает вероятность того, что тот же вывод был бы сделан, если бы профиль ДНК исследуемого объе кта сравнивался с генотипом любого случайного индивидуума. Поскольку в ероятность случайного совпадения воспринимается как абстрактное поня тие, в выводах целесообразно выразить вычисленную величину через вероя тность (частоту) встречаемости выявленного комплекса признаков. Возмож на формулировка следующего вида: "Вероятность случайного совпадения вы явленных генетических признаков составляет 2 10 -4, т. е. данные при знаки в их совокупности могут быть обнаружены в среднем у двух человек и з 10 тысяч". Необходимо помнить, что слово "вероятность", так же как и теория вероятнос тей в целом, может относиться лишь к математической модели, а не к реально й жизненной ситуации. Поэтому в выводах не следует использовать формули ровки типа: "Кровь в следах произошла от подозреваемого С. с вероятностью ...", поскольку исследуемая кровь либо произошла от подозреваемого, либо не т. Эксперт не компетентен в определении всех обстоятельств дела, это задач а следствия. Его обязанностью является предоставление объективной инф ормации, основанной на данных исследования вещественных доказательств . Поэтому, формулируя вывод, эксперт не должен ни преувеличивать, ни преум еньшать значение выявленных им генетических признаков. Не следует, напр имер, указывать, что данный признак может встретиться "лишь у одного чело века из 10 тысяч". Много это или мало в каждом случае вопрос неоднозначный и, как правило, находящийся вне компетенции эксперта. Наибольшую сложность представляют случаи позитивной идентификации ли чности. Как оценить, достаточна ли полученная информация для того, чтобы сделать категорический вывод об источнике происхождения следов? Иными словами, при каком значении Р эксперт может утверждать, что исследуемый объект произошел именно от данного лица? Для понимания этого вопроса рассмотрим следующую ситуацию. Установлен о, что вероятность случайного совпадения профиля ДНК крови в следах с ге нотипом подозреваемого П. (под "генотипом" здесь и далее условно понимает ся та его часть, которая изучена в процессе исследования) составляет, нап ример, 10 -7 . При тех же объективных данных вывод о вероятности случайного совпадения признаков переформулируем, заменив его математ ически эквивалентным: какова вероятность того, что среди N потенциальных подозреваемых найдется хотя бы один, у которого генотип также будет сог ласовываться с профилем ДНК исследуемого объекта? Эта вероятность равн а: Q = 1 (1P) N = 1 e Nln(1-Р) , где e основание натурального логарифма (e2,718). Если Р мало, то можно воспользоваться приближенной формулой ln(1 P) = P [точное н еравенство P ln(1 P) P Р 2 , если P 0,5]. Пусть обстоятельства дела таковы, что число N потенциальных подозреваем ых велико, например N = 5 10 6 (скажем, все взрослое население Москвы). Тогда Q 1 e 0,5 0,39. По всей видимости, линия защиты при оценке такого экспертного заключения б удет состоять в следующем: если с вероятностью 0,39 (т.е. 39%) среди N потенциальн ых подозреваемых найдется хотя бы еще один (кроме П.), генотип которого так же согласуется с профилем ДНК исследуемого объекта, то, исходя из принци па презумпции невиновности, данные генетического анализа не могут быть положены в основу обвинительного заключения П. Это использовалось в зар убежной адвокатской практике для оправдания обвиняемого [9]. Приведенный пример показывает, что если вероятность случайного совпад ения признаков в исследуемом объекте и генотипе проходящего по делу лиц а является малой величиной, это, тем не менее, не означает, что такие же при знаки не могут присутствовать и в генотипе еще какого-нибудь индивидуум а (и даже не одного). Так, в нашем примере такой индивидуум вполне вероятно мог встретиться в том же городе. Понятно, что если бы речь шла о населении не города, а, например,страны (или всего земного шара), то эта вероятность б ыла бы еще большей. Напротив, когда круг подозреваемых строго ограничен ( например, преступление совершено на корабле), эта вероятность мала. Так, е сли N = 1000, при том же значении Р = 10 7 , что и в предыдущем примере, вероятность того, ч то в данной совокупности встретится хотя бы еще один индивидуум с такими же признаками, составит всего 0,0001, или 0,01%. (Если Р N 1, то можно пользоваться при ближенной формулой Q = Р N.) Заметим, что сама по себе возможность существования еще одного или даже нескольких индивидуумов с интересующими генетическими признаками (а о на теоретически есть при любом значении вероятности Р) вовсе не лишает э кспертизу доказательности. Ведь это не свидетельствует о том, что выводы эксперта относительно источника происхождения следов неверны. Это лиш ь показывает принципиальную возможность гипотетического существован ия индивидуума, характеризующегося аналогичным сочетанием аллелей. Пр и этом речь идет о случайной выборке людей, включающей в том числе и тех, к то не мог быть участником данного преступления, например, в силу возраст а, физического состояния и т. д. Значение имеет степень достоверности иде нтификации. Для определения критерия достоверности идентификации мы предлагаем ис пользовать следующий подход. Если считать, что результаты экспертизы послужат основой обвинительно го заключения по данному уголовному делу или решения суда о признании от цовства, то вероятность судебной ошибки (осуждения невиновного либо при знания отцом человека, в действительности им не являющегося) равна вероя тности случайного совпадения Р. Вероятность того, что ни одна из эксперт из, проведенных по N делам, не повлечет за собой судебной ошибки, равна (1Р) N . Если Р N мало (скажем, Р N 0,2), то можно пользоваться приближенной формулой (1Р) N 1Р N. Эта ве личина характеризует надежность метода идентификации по ДНК. Дальнейш ие расчеты зависят от требований, предъявляемых к этой надежности. Если условием применения метода является требование, чтобы в течение 10 лет пр и его использовании не было допущено ни одной судебной ошибки, а число вы полняемых в год идентификаций порядка 1000, то получаются следующие выводы : если Р = 10 5 , то вероятность того, что за десять лет не будет ни о дной ошибки, равна 1 Р N = 110 5 10 4 = 0,9 = 90%; при Р = 10 6 , Р = 10 7 , Р = 10 8 эта вероятность составит соответственно 99; 99,9; 99,99%. Последнее число очень велико и, видимо, достаточно для того, чтобы д авать положительное заключение. Таким образом, при заданном значении N=10 4 вели чину 10 8 можно принять за верхний предел вероятности случ айного совпадения, при которой вывод правомерно формулировать в виде: "С леды крови произошли от К." или "С. является биологическим отцом ребенка А.". Данное значение Р с вероятностью 99,99% обеспечивает достоверность идентиф икации не менее чем в 10 000 случаев. При Р = 10 9 достоверность идентификации с указанн ой вероятностью обеспечивается не менее чем в 100 000 случаев, и т.д. Приведенные расчеты показывают возможный методический подход к интерп ретации величины Р. Принципиально важным, однако, является вопрос о том, с ледует ли эксперту в своем заключении интерпретировать эту величину. Во прос является спорным и требует специального рассмотрения. Если обратиться к зарубежной практике, то известно, что во многих страна х эксперт ограничивается лишь указанием значения Р, а оценивает эту вели чину суд, исходя из всех известных ему обстоятельств. Этот подход имеет о собые основания для отечественной практики, принимая во внимание то, что популяционные исследования в России только начались и достаточной баз ы данных о генотипах еще не создано. В любом случае, ключевые проблемы поз итивной идентификации должны решаться не отдельными специалистами, а ш ироким кругом компетентных лиц, с обязательным участием юристов, на межв едомственном уровне. По вопросу, следует ли эксперту в своем заключении интерпретировать величину Р, должно быть вынесено специальное решение. Вероятностные расчеты при установлен ии тождества сравниваемых объектов Задача состоит в следующем. Выявленный в исследуемом объекте Х (напри-ме р, в пятне крови) профиль ДНК таков, что не исключена возможность того, что Х произошел от подозреваемого или потерпевшего (П). Требуется определить вероятность случайного совпадения профиля ДНК Х с генотипом П. Иными сл овами, необходимо установить, с какой вероятностью выявленные в объекте Х признаки совпали бы с генотипом случайно взятого индивидуума N. Приведем несколько примеров. Пример 1. При исследовании пятна выявляются два аллеля, совпадающие с гет ерозиготным профилем ДНК подозреваемого П: Х П. а ______ _______ b ______ _______ В этом случае: Р (профиль ДНК N равен а,b) = a,b = 2 p а p b . Пример 2. В объекте выявляется единичный аллель. Такой же аллель содержи т и гомозиготный профиль ДНК подозреваемого П.: Х П. а _______ _______ В этом случае: Р (профиль ДНК N равен а,а) = a,a = p 2 а. Пример 3. В объекте обнаруживается более двух аллелей (а 1 , а 2 ,..., а к ). Это возможно, е сли Х, например, содержит кровь одновременно двух человек: Х а 1 _______ а 2 _______ ............. _______ а k _______ П. _______ _______ Генотип П. согласуется с профилем ДНК Х, если П. имее т какие-то два аллеля а i и а j (при этом возможно, что i=j). Поэтому вероятность того, что генотип П. согласуется с Х случайно, равна: . Окончательная формула расчета вероятности: т. е. искомая величина Р равна квадрату суммы вероятностей всех выявленн ых в пятне аллелей. По этой же формуле рассчитывается и вероятность Р в случае, когда в объек те выявляются только два аллеля а и b, но у эксперта есть основания полагат ь, что след оставлен не одним человеком, а двумя. Тогда: Р = (p а + p b ) 2 = p 2 а + p 2 b + 2 p a p b. Если таких оснований нет, то, как было указано, вероятность вычисляется п о формуле: Р = 2 p a p b. Ситуации, когда исследуемый объект содержит как ДНК преступника, так и Д НК жертвы и неизвестно, за счет какого из этих генотипов выявляются алле ли в профиле ДНК Х, требуют специального рассмотрения. Это часто имеет ме сто в экспертизах, назначаемых по поводу преступлений, совершаемых по се ксуальным мотивам. Априори возможны следующие три гипотезы: А 1 = пр офиль ДНК Х обусловлен генотипом преступника ; А 2 = про филь ДНК Х обусловлен генотипами преступника и жертвы ; A 3 = про филь ДНК Х обусловлен генотипом жертвы . Выводы о том, какая из этих гипотез справедлива, теория вероятностей сде лать не позволяет. В некоторых случаях эксперт располагает данными, дающ ими ему основания предпочесть одну из гипотез двум другим или, по крайне й мере, какую-либо из них исключить. Анализ ситуации базируется на оценке характера исследуемого объекта, а также на объективных данных, получаем ых в процессе исследования. Например, при морфологическом исследовании пятна на одежде во всех полях зрения выявлено значительное количество с перматозоидов без примеси женских эпителиальных клеток. Такой результат дает основания выбрать гипотезу А 1 или, по крайней мере, хотя бы исключить гипотезу А 3 . Иная ситуация имеет место, например, при исследовании тампона с вагиналь ным содержимым жертвы. Такой объект исследования всегда изначально сод ержит ДНК потерпевшей, особенно если на тампоне имеется также и кровь. Ес ли в препарате выявлены лишь единичные сперматозоиды, то такие данные, с корее всего, исключают гипотезу А 1 , свидетельствуя в пользу гипотезы А 2 , а в ряде случ аев - гипотезы А 3 . Оценка результатов упрощается, если проведена пр оцедура "дифференциального лизиса". Когда обстоятельства дела и данные, полученные в ходе исследования, не д ают возможности выбрать какую-либо из гипотез А 1 , А 2 , А 3 , то необходимо п оступать следующим образом. Так как при расчете вероятности нельзя занижать ее значение (это могло б ы привести к осуждению невиновного человека), требуется вычислить кажду ю из вероятностей и затем в качестве окончательной оценки вероятности с лучайного совпадения выявленных аллелей с генотипом подозреваемого вз ять максимальную из них. Так же следует поступать и при оценке двух гипотез, если исключена треть я. Пример 4. Аллельная характеристика объекта Х и генотипа П. совпадает. При э том один из выявленных аллелей соответствует также гомозиготному проф илю ДНК жертвы (Ж): Х П. Ж а _______ _______ b _______ _______ _______ Такое расположение аллелей исключает гипотезу А 3 . Вероятности ра вны: Так как наибольшей в этом случае является вероятность , то в качестве око нчательного результата расчетов следует привести эту величину, указав, что . Пример 5. Профиль ДНК иследуемого объекта Х совпадает с генотипами подоз реваемого и жертвы: Х П. Ж а _______ _______ _______ b _______ _______ _______ В этом случае априори не исключена ни одна из гипотез. Соответствующие вероятности равны: В случае, когда объективные данные, полученные в процессе исследования, дают хотя бы малейшее основание для того, чтобы допустить гипотезу А 3 , следует отказаться от решения вопроса. Если эксперт уверен, что характер исследованного материала исключает г ипотезу А 3 (например, наличие большого числа сперматозоидов при минимальном количестве или отсутствии эпителиальных клеток с Х-хро матином, делающее нереальным получение положительного результата с же нской ДНК на фоне отрицательного результата с мужской ДНК), из двух остав шихся гипотез выбирают гипотезу А 2 с соответствующим значением вероятности. В случае, когда ДНК деградирована, не исключена возможность того, что оди н из аллелей локуса (скорее всего, более крупный) может не проамплифициро ваться. Рассмотрим ситуацию, при которой допускается возможность выявл ения неполной аллельной характеристики исследуемого объекта. Если профиль ДНК объекта Х представляет собой единичный аллель (обознач им его а) и из-за деградации ДНК мы не исключаем возможности того, что втор ой аллель просто не был обнаружен, возникают следующие две гипотезы: В 1 = ис тинный профиль ДНК объекта Х есть (а,а) ; В 2 = вт орой аллель не обнаружен . Пример 6. В объекте выявлен единичный аллель, в крови подозреваемого (по-те рпевшего) - два аллеля: Х П. b _______ a _______ _______ Ясно, что если в данном случае справедлива гипотеза В 1 , то генотип подо зреваемого не согласуется с профилем ДНК Х и происхождение Х от П. исключ ается. Если же полученные при исследовании данные (деградированная или н е определяемая в УФЛ ДНК Х) позволяют допустить гипотезу В 2 , тогда возможно сть происхождения Х от П. не исключается и соответствующая вероятность р ассчитывается по формуле: . Если рассматривается случай "смешанного" пятна, то гипотезы В 1 и В 2 в совокупности с гипотезами А 1 , А 2 , А 3 дают следующие шесть различных сочетаний: В 1 А 1 , В 1 А 2 , В 1 А 3 , В 2 А 1 , В 2 А 2 , В 2 А 3 . Соответствующ ие вероятности станем обозначать (вероятность случайного совпадения г енотипа подозреваемого с профилем ДНК Х при В i , А j ). Пример 7. Ж П. _______ Х _______ а_______ _______ Такое расположение аллелей исключает гипотезы В 1 А 2 и В 1 А 3 . Если верна гипо теза В 1 А 1 , то профиль ДНК Х не согласуется с генотипом П., т.е. п роисхождение объекта Х от П. исключается. Остальные три вероятности вычи сляются по следующим формулам: В последних двух случаях решить вопрос о происхождении объекта Х не пред ставляется возможным. Необходимо отметить, что во всех сложных случаях (наличие нескольких уча стников преступления, совпадение аллелей в генотипах подозреваемого и жертвы, исследование малых количеств деградированной ДНК), когда резуль таты исследования одного локуса не позволяют сделать однозначный выво д, при расчете вероятности следует учитывать данные исследования други х генетических маркеров. При установлении тождества сравниваемых объектов заключительную част ь выводов рекомендуется формулировать в одном из следующих вариантов: "По данным исследования локусов.., кровь на ноже могла произойти от гр-на П. Частота встречаемости сочетания признаков, выявленных в исследуемом п ятне и в генотипе гр-на П., составляет 2 10 5 . Это означает, что указанное сочетание г енетических признаков встречается в среднем у двух человек из 100 тысяч". "При исследовании пятен крови на ноже по локусам... в ней выявлены те же ген етические признаки, что и в крови гр-на П. Вероятность их случайного совпа дения составляет 1:250000, т.е. обнаруженные признаки в их сочетании встречают ся в среднем у одного человека из 250 тысяч". "В следах на тампоне с вагинальным содержимым гр-ки Л. обнаружена сперма, к оторая могла произойти от гр-на С. Вероятность случайного совпадения ген етических признаков, выявленных в следах и в крови гр-на С., составляет 2 10 4 . Таки м образом, признаки, согласующиеся с генетической характеристикой, уста новленной при исследовании пятна, содержащего сперму, могут быть обнару жены в среднем у двух мужчин из 10 тысяч". Вероятностные расчеты в экспертизе с порного происхождения детей Наиболее частым видом экспертизы спорного происхождения детей являетс я экспертиза спорного отцовства. Как правило, она назначается по граждан ским делам. Наряду с этим, в экспертной практике также встречаются случа и, когда необходимость определения возможности происхождения ребенка от конкретного лица возникает в связи с уголовными преступлениями. К сам ым типичным можно отнести следующие ситуации. 1. Установление отцовства в случаях изнасилования, повлекшего за собой б еременность потерпевшей (с последующими родами или преждевременным пр ерыванием беременности). 2. Установление материнства в экспертизах по делам о детоубийствах. 3. Определение возможности происхождения ребенка от конкретных лиц в слу чае замены, кражи детей. Описан целый ряд подходов к расчету вероятности при экспертизе спорног о отцовства [4, 6 8, 10 14], в разной степени сочетающих как достоинства, так и недо статки. Обсуждение этих подходов требует специального рассмотрения. В данной работе мы сочли целесообразным представить следующую методик у. В табл. 1 приведены формулы расчетов вероятности при установлении отцовс тва при различных сочетаниях генотипов матери и ребенка, указаны также в озможные при этом варианты генотипов отца. Табл. 2 предназначена для случ аев, когда установление возможности происхождения ребенка от конкретн ого лица производится при отсутствии информации о генотипе второго род ителя (наиболее типичный случай установление материнства в экспертиза х по делам о детоубийствах). Отметим, что изображенные в таблицах полосы не следует понимать букваль но как выявляемые в геле фрагменты ДНК. В зависимости от случая, они могут обозначать аллели любого локуса, в том числе, например, локуса DQ гена HLA, при исследовании которого аллели в виде полос не выявляются. Таблица 1 Расчет вероятности Р случайного совпадения признаков, выявленных в ген отипах ребенка и предполагаемого отца, при различных сочетаниях геноти пов матери и ребенка Пр офиль ДНК матери Профиль ДНК ребенка Возможные варианты профилей ДНК отца Значение Р, выраженное через q p 1 ____ 1 ____ 1___ 2___ 1___ q 1 p 1 (2p 1 ) 1 ____ 2 ____ 1 ____ 2___ 2___ 1___ 3___ 2___ q 2 p 2 (2p 2 ) 2 ____ 1 ____ 1 ____ 1___ 2___ 1___ 3___ 1___ q 1 p 1 (2p 1 ) 3 ____ 2 ____ 2 ____ 1 ____ 1___ 2___ 1___ 3___ 1___ 1___ 4___ q 1 p 1 (2p 1 ) 2 ____ 1 ____ 2 ____ 1 ____ 1___ 2___ 2___ 1___ 3___ 2___ 3___ 1___ q 1 +q 21,2 p 1 (2p 1 )+ +p 2 (2p 2 )2p 1 p 2 Таблица 2 Расчет вероятности Р при наличии данных о генотипе только одного из пред полагаемых родителей Пр офиль ДНК ребенка Возможные варианты профилей ДНК матери (отца) Значение Р, выраженное через q p 1 ____ 1 ____ 2 ____ 1 ____ q 1 p 1 (2p 1 ) 2 ____ 1 ____ 1 ____ 2 ____ 2 ____ 1 ____ 3 ____ 1 ____ 3 ____ 2 ____ q 1 +q 21,2 p 1 (2p 1 )+ +p 2 (2p 2 ) 2p 1 p 2 Покажем, как рассчитывается вероятность случайного совпадения признак ов, выявленных при исследовании изосерологических систем. В табл. 3, 4 представлены формулы, по которым проводится математическая обр аботка результатов исследования по системе АВ0. Из них видно, что для опре деления вероятности Р надо сложить частоты встречаемости тех групп кро ви, которые не исключают отцовства (материнства). Таблица 3 Расчет вероятности Р по данным исследования по системе АВ0 (известна гру пповая принадлежность крови ребенка, матери и предполагаемого отца) Гр уппа крови матери Группа крови ребенка Группа крови, не исключающая отцовства Значение Р 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 Любая В, АВ В, АВ А, В, 0 А, АВ Любая А, АВ А, В, 0 Любая Любая А, В, АВ А, АВ В, АВ А, В, 0 1 р В +р АВ р В +р АВ р А +р В +р 0 р А +р АВ 1 р А +р АВ р А +р В +р 0 1 1 р А +р В +р АВ р А +р АВ р В +р АВ р А +р В +р 0 Таблица 4 Расчет вероятности Р по данным исследования по системе АВ0 (известна гру пповая принадлежность крови ребенка и предполагаемой матери или предп олагаемого отца) Гр уппа крови ребенка Группа крови, не исключающая материнства (отцовства) Значение Р А В АВ 0 Любая Любая А, В, АВ А, В, 0 1 1 р А +р В +р АВ р А +р В +р 0 Как и при установлении тождества объектов, в выводах экспертиз спорного происхождения детей следует избегать формулировок типа "вероятность п роисхождения ребенка Н. от гр-на К. составляет...". Возможны следующие формулировки: "Согласно данным исследования локусов.., гр-н К. может являться биологичес ким отцом ребенка С. Вероятность случайного совпадения признаков, выявл енных в генотипах гр-на К. и ребенка С., составляет 10 4 , т. е. теоретичес ки в среднем один мужчина из 10 тысяч может быть биологическим отцом ребен ка с данными генетическими признаками". "Результаты генетического анализа крови ребенка Н. и гр-ки К. по локусам... н е исключают возможности происхождения этого ребенка от данного лица. Ве роятность случайного совпадения признаков, выявленных в генотипах реб енка Н. и гр-ки К., составляет 2 10 4 . Это означает, что ребенок с обнаруженными гене тическими признаками может родиться в среднем у двух женщин из 10 тысяч". "По данным исследования систем... у гр-на К. и гр-ки С. мог родиться ребенок, им еющий такие же генетические признаки, как ребенок Н. Вероятность случайн ого совпадения признаков, выявленных у проходящих по делу лиц, составляе т 2 10 5 . Т аким образом, рождение ребенка с обнаруженными генетическими признака ми возможно в среднем у двух пар из 100 тысяч". 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. Е vett 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 Scien с es 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.
1Архитектура и строительство
2Астрономия, авиация, космонавтика
 
3Безопасность жизнедеятельности
4Биология
 
5Военная кафедра, гражданская оборона
 
6География, экономическая география
7Геология и геодезия
8Государственное регулирование и налоги
 
9Естествознание
 
10Журналистика
 
11Законодательство и право
12Адвокатура
13Административное право
14Арбитражное процессуальное право
15Банковское право
16Государство и право
17Гражданское право и процесс
18Жилищное право
19Законодательство зарубежных стран
20Земельное право
21Конституционное право
22Конституционное право зарубежных стран
23Международное право
24Муниципальное право
25Налоговое право
26Римское право
27Семейное право
28Таможенное право
29Трудовое право
30Уголовное право и процесс
31Финансовое право
32Хозяйственное право
33Экологическое право
34Юриспруденция
 
35Иностранные языки
36Информатика, информационные технологии
37Базы данных
38Компьютерные сети
39Программирование
40Искусство и культура
41Краеведение
42Культурология
43Музыка
44История
45Биографии
46Историческая личность
47Литература
 
48Маркетинг и реклама
49Математика
50Медицина и здоровье
51Менеджмент
52Антикризисное управление
53Делопроизводство и документооборот
54Логистика
 
55Педагогика
56Политология
57Правоохранительные органы
58Криминалистика и криминология
59Прочее
60Психология
61Юридическая психология
 
62Радиоэлектроника
63Религия
 
64Сельское хозяйство и землепользование
65Социология
66Страхование
 
67Технологии
68Материаловедение
69Машиностроение
70Металлургия
71Транспорт
72Туризм
 
73Физика
74Физкультура и спорт
75Философия
 
76Химия
 
77Экология, охрана природы
78Экономика и финансы
79Анализ хозяйственной деятельности
80Банковское дело и кредитование
81Биржевое дело
82Бухгалтерский учет и аудит
83История экономических учений
84Международные отношения
85Предпринимательство, бизнес, микроэкономика
86Финансы
87Ценные бумаги и фондовый рынок
88Экономика предприятия
89Экономико-математическое моделирование
90Экономическая теория

 Анекдоты - это почти как рефераты, только короткие и смешные Следующий
- Ну что вам ещё пожелать на ночь? Приятного аппетита...
Anekdot.ru

Узнайте стоимость курсовой, диплома, реферата на заказ.

Обратите внимание, контрольная по медицине и здоровью "Вероятностные расчеты в ДНК-дактилоскопии", также как и все другие рефераты, курсовые, дипломные и другие работы вы можете скачать бесплатно.

Смотрите также:


Банк рефератов - РефератБанк.ру
© РефератБанк, 2002 - 2016
Рейтинг@Mail.ru