Решение экспертного вопроса о принадлежности частей тела, содержащих гребешковую кожу, одному человеку на основе дерматоглифического анализа

РЕШЕНИЕ ЭКСПЕРТНОГО ВОПРОСА О ПРИНАДЛЕЖНОСТИ ЧАСТЕЙ ТЕЛА, СОДЕРЖАЩИХ ГРЕБЕШКОВУЮ КОЖУ, ОДНОМУ ЧЕЛОВЕКУ НА ОСНОВЕ ДЕРМАТОГЛИФИЧЕСКОГО АНАЛИЗА

А. П. БОЖЧЕНКО, И. А. ТОЛМАЧЕВ, И. М. НИКИТИН, С. А. СМИРНОВА

Божченко А. П., кандидат медицинских наук, старший преподаватель кафедры судебной медицины Военно-медицинской академии им. С. М. Кирова.

Толмачев И. А., доктор медицинских наук, начальник кафедры судебной медицины Военно-медицинской академии им. С. М. Кирова.

Никитин И. М., адвокат Санкт-Петербургской городской коллегии адвокатов.

Смирнова С. А., доктор юридический наук, начальник Северо-Западного центра судебных экспертиз МЮ РФ.

Последнее десятилетие можно по праву считать периодом "идентификационного бума" в судебной медицине и криминалистике. Повышенный интерес к данной проблематике не является сугубо академическим - он продиктован реалиями настоящего дня. Затянувшаяся модернизация государства привела к росту числа и масштабности техногенных катастроф, обострение борьбы в сфере геополитики - к региональным вооруженным конфликтам. Активизировалась и приобрела новые формы террористическая агрессия. Как следствие - нередким явлением стали случаи гибели большого числа людей. При этом зачастую вследствие взрывного либо иного комбинированного воздействия происходит повреждение тел с разделением их на части. Так, при аварии на железной дороге в Башкирии (1989) погибло 575 человек [10] - из-за грубых разрушений почти одна треть погибших была представлена частями тела (голова, верхние или нижние конечности и пр.). В ходе контртеррористической операции на территории Северного Кавказа (с 1994 г.) погибло несколько тысяч человек [2, 12] - взрывная травма, как и в годы Второй мировой войны, составила больше половины от всех смертельных травм. Катастрофа атомного подводного ракетного крейсера "Курск" (2000) привела к гибели 118 моряков, тела 25 из которых были представлены 129 фрагментами [9]. С устойчивым постоянством встречается в экспертной практике и криминальное расчленение трупов с целью сокрытия следов преступления. Для затруднения опознания жертвы преступник прежде всего отчленяет голову и кисти рук, как идентификационно наиболее значимые. Существующая в судебной медицине методология решения задачи установления "целого по частям" основывается преимущественно на очевидных закономерностях - количество одноименных, парных или непарных, анатомических образований, конгруэнтность суставных поверхностей, совпадение по местам разделения (разъединения), соответствие размеров отдельных частей тела и т. п. Наиболее сложными для принятия экспертного решения являются ситуации, когда части тела не имеют общей линии разделения (разъединения) либо она видоизменена. В таких случаях решение вопроса становится возможным на основе серологического, молекулярно-генетического, спектрального, некоторых других методов, позволяющих выявлять внутренние, устойчивые характеристики каждого из объектов исследования - признаки общего происхождения. При условии, что исследуемые части тела имеют участки гребешковой кожи (пальцы, ладони, подошвы), в качестве таких признаков могут служить характеристики папиллярных узоров, закономерно, прежде всего на основе симметрии, отражающие единство внутренних и внешних условий эмбриогенеза, роста, созревания и инволюции. Существующие до сегодняшнего дня подходы к оценке информативности дерматоглифического фенотипа в задачах установления "целого по частям" оказывались малоэффективными и не нашли широкого применения в экспертной практике. С подобного рода проблемой сталкиваются и эксперты-криминалисты - одним из наиболее сложных вопросов, подлежащих решению в ходе дактилоскопической экспертизы, является вопрос о возможной принадлежности дактилоскопических следов двух и более пальцев, обнаруженных на месте происшествия, одному или нескольким пока еще неизвестным лицам. Разработанные криминалистами качественные методики [8, 11] обеспечивают возможность успешного решения данного вопроса лишь в случаях обнаружения групповых следов, оставленных в результате какого-то одного действия (нажима, захвата). Если же следы одиночные и разрознены (не сгруппированы), они оказываются неэффективными. Для подобных ситуаций приемлемы количественные методики [1, 3, 5], но и они либо малоэффективны, если основаны на исследовании классификационных признаков, либо далеко не всегда могут быть реализованы, если базируются на анализе элементных признаков. С целью разработки методики установления единства происхождения объектов судебно-медицинской и криминалистической экспертизы (пальцев рук с сохранившейся гребешковой кожей, дактилоскопических следов) в ходе проведенного исследования была изучена гомотопная и гетеротопная симметричность папиллярных узоров пальцев рук, взаимосвязь их основных характеристик, определен набор диагностически значимых признаков, выработаны наиболее оптимальные математические модели решения экспертной задачи в зависимости от локализации узоров. Материалом исследования служили пальцевые отпечатки 1585 русских мужчин и женщин европейской части России (всего 15850 отпечатков). В каждом из них размечалось по 10 признаков: тип узора - ТУ (дуга - условная балльная оценка, или УБО, равна 1, радиальная петля - 2, ульнарная петля - 3, сложный узор - 4, завиток - 5); ориентация или симметричность узора - СУ (радиальная - 1, симметричная - 2, слабо ульнарная - 3, умеренно ульнарная - 4, резко ульнарная - 5); ульнарный и радиальный гребневой счет - ГСу и ГСр (до 3 - 1, от 4 до 10 - 2, от 11 до 15 - 3, от 16 до 20 - 4, от 21 - 5); расстояние "дельта - межфаланговая складка" - ДСр (до 6,5 мм - 1, от 7 до 7,5 мм - 2, от 8 до 9,5 мм - 3, от 10 до 11,5 мм - 4, от 12 мм - 5); плотность папиллярных линий в центре узора - ПЛ (9 и менее - 1, 10 - 2, 11 - 3, 12 - 4, 13 и более - 5); высота узора - ВШ (низкая - 1, ниже средней - 2, средняя - 3, выше средней - 4, высокая - 5); горизонтальные, вертикальные и решетчатые белые линии - БЛг, БЛв и БЛр (отсутствуют - 1, слабо выраженные - 2, умеренно выраженные - 3, сильно выраженные - 4). Результаты исследования. На первом этапе исследования сравнивались интегральные показатели дерматоглифического фенотипа правых и левых кистей, являющиеся, по данным антропогенетики, более скоррелированными, нежели локальные фены (признаки). Общие фенотипы определялись по оригинальной методике - как сумма условных балльных оценок локальных фенов, каждая из которых колебалась от 1 до 5 (или 4). Исходная гипотеза заключается в том, что в парах кистей "своих", т. е. в парах кистей, имеющих общее происхождение, составляющих "генетически" единое целое, определенные комбинации будут встречаться чаще, чем в парах "чужих", "генетически" разнородных объектов. В таблице 1 показаны возможные комбинации общих фенотипов на правых и левых кистях для типов узоров. Очевидно, что с возрастанием значения фенотипа на правой кисти он растет и на левой (и наоборот).

Таблица 1

Сочетание общих фенотипов типов узоров правых и левых кистей в парах сравнений "свой"

Правая Левая кисть кисть

5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24 25 Всего

5 2 1 3

6 0

7 2 1 4 2 9

8 0

9 1 1 7 1 3 5 1 19

10 1 2 1 1 1 6

11 1 10 15 7 13 6 4 56

12 1 2 1 1 1 7 4 2 1 20

13 1 1 2 10 9 27 26 21 4 2 1 2 106

14 1 3 4 22 25 36 5 8 3 107

15 1 2 12 4 36 32 116 12 22 5 9 3 254

16 1 2 2 24 36 20 18 6 3 4 116

17 1 2 1 4 17 60 26 44 12 14 4 9 1 2 197

18 1 1 3 5 8 9 14 7 13 7 6 1 75

19 2 4 17 15 34 18 33 7 16 3 6 2 2 159

20 6 14 8 5 9 4 10 2 4 62

21 5 10 11 14 28 8 24 11 21 1 4 137

22 2 1 3 4 5 6 8 6 5 2 42

23 1 5 2 4 5 31 8 41 2 7 106

24 2 1 4 7 4 5 3 2 28

25 1 2 3 3 8 5 23 5 33 83

Всего 6 1 9 1 24 7 51 30 121 144 314 118 171 80 127 47 123 40 108 13 50 1585

Значения в поле таблицы распределены вдоль условной линии, проведенной сверху вниз и слева направо - закономерность носит практически правильную линейную зависимость (коэффициент корреляции - k = 0,83). В то же время в парах "чужих" значения относительно равномерно распределены по всему полю таблицы (k = 0,04). Анализируя общие фенотипы всех систем признаков, возможно исключить 75 - 85% ложно указанных пар кистей. При этом установлено, что разница общих фенотипов таких признаков, как ТУ, ГСр, ДСр, ПЛ, БЛг, БЛв и БЛр, у "своих" не превышает 6 - 7 единиц (k = 0,8 - 0,9); а таких признаков, как СУ, ГСу и ВШ, 8 - 9 единиц (k = 0,6 - 0,8). Половые различия оказываются несущественными в практическом отношении, хотя и следует отметить, что женский фенотип в целом несколько более симметричен. Данная закономерность имеет положительное значение, поскольку в начале идентификационного исследования половая принадлежность представленных объектов может быть неизвестна. На втором этапе исследования сравнение признаков производилось относительно симметрично расположенных (гомотопных) пальцев. Предполагалось, что интегральным выражением степени "единства" будет сумма совпавших локальных признаков - чем больше совпадений, тем более вероятна принадлежность пальцев одному человеку (табл. 2).

Таблица 2

Вероятность "единства" в зависимости от числа совпавших признаков

Число Сравниваемые пары пальцев В среднем совпадений

I - VI II - VII III - VIII IV - IX V - X

1 0,06 0,03 0,05 0,03 0,05 0,04

2 0,17 0,09 0,09 0,17 0,23 0,15

3 0,23 0,23 0,29 0,23 0,29 0,25

4 0,57 0,63 0,5 0,33 0,29 0,46

5 0,63 0,66 0,58 0,64 0,6 0,62

6 0,86 0,88 0,78 0,84 0,63 0,80

7 0,94 0,91 0,91 0,89 0,86 0,90

8 0,95 0,92 0,96 0,95 0,85 0,93

Сравнения признаков только одной пары гомологичных пальцев в 25 - 35% случаев достаточно для категоричного (Р 95%) вывода о принадлежности пальцев одному или разным лицам. Лучшие результаты в парах III, IV и V пальцев, худшие - в парах I и V пальцев. Если сопоставлять признаки по двум, трем и более парам пальцев, достоверный вывод возможен значительно чаще. На рисунке 1 представлены результаты сравнения по пяти пальцам.

1.00 * * * * * * * * * Вероятность 0.90 * "целого" 0.80 * 0.70 * 0.60 * 0.50 * 0.40 * 0.30 * 0.20 * 0.10 * 0.00 * * * * * 1 6 11 16 21 26 31 36 41 46

Рис. 1. Соотношение количества совпадений Дерматоглифических признаков и вероятности "единства"

Минимальное количество совпадений - 0, максимальное - 50 (десять признаков, пять пар гомотопных пальцев). По данным исследуемой выборки, 19 совпадений и менее у "своих" отмечено в 4,6%, тогда как у "чужих" - в 80,5%; 30 и более у "своих" наблюдалось в 78,5% случаев, у "чужих" - в 4,2%. Указанные значения (19 и 30) можно считать пороговыми для принятия достоверного положительного или отрицательного решения о принадлежности кистей (их следов) одному человеку. Для вероятного вывода пороговыми величинами соответственно будут 23 и 26. Иначе вывод носит неопределенный характер. В целом правильная классификация возможна в 85 - 90%. Рассмотренный способ не учитывает качественное выражение признаков - оценивается лишь факт совпадения как таковой. Между тем эмпирически установлено, что, например, совпадение А-узоров (редких и высокоинформативных) не равнозначно совпадению Lu-узоров (частых и малоинформативных). Адекватным методом решения поставленной задачи мог бы стать метод, базирующийся на учете частостей признаков. С другой стороны, в экспертной практике нередки ситуации, когда объекты исследования не представляют собой гомологичные участки (например, на исследование могут быть представлены часть правой кисти с сохранившимися III и IV пальцами и часть левой кисти с сохранившимся V пальцем). Использовать в таких случаях закономерности гомотопной симметрии не представляется возможным - необходимо исследовать гетеротопную симметрию (меру сходства признаков негомологичных пальцев). В связи с этим для пальцевых узоров той или иной конкретной локализации нами определены безусловные вероятности (частости) признаков и условные - в зависимости от того, какие признаки имеются на пальцевых узорах иной локализации. Всего получены данные об условных вероятностях для 63000 признаковых комбинаций. В качестве примера в таблице 3 приведены условные вероятности для БЛг VI пальца в зависимости от признаков II пальца (БЛг, БЛр, ВШ и ПЛ).

Таблица 3

Вероятности комбинаций узорных признаков различной локализации, % (только для БЛг VI пальца в зависимости от ряда признаков II пальца)

БЛг БЛг БЛр ВШ ПЛ

1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 5 1 2 3 4 5

1 70,0 23,1 1,1 0,1 54,7 16,7 2,8 0,1 51,0 54,4 48,5 38,3 35,4 38,1 28,6 7,1 30,8 9,0

2 23,7 36,7 22,7 11,8 28,3 30,0 2,8 7,1 26,0 25,0 26,6 24,7 29,1 31,0 37,7 21,4 23,1 41,0

3 5,7 36,7 54,5 23,5 14,6 43,3 63,9 35,7 17,0 14,7 19,7 30,9 25,3 23,8 28,6 57,1 30,8 38,0

4 0,6 3,4 21,6 64,7 2,4 10,0 30,6 57,1 6,0 5,9 4,7 6,2 11,4 7,1 5,7 14,3 15,4 12,0

Определив частость узорных комбинаций в группе "своих" и зная популяционную частость признаков (группа "чужих"), можно вычислить коэффициент правдоподобия гипотезы о единстве происхождения - отношение частостей сходных комбинаций в альтернативных группах. Для учета влияния всех признаков необходимо вычислить значение интегрального коэффициента - путем перемножения частных коэффициентов, если признаки независимы, либо суммирования, если взаимосвязь сильная. Пример. На VI пальце БЛг-3, а на II - БЛг-1. Условная вероятность такого события в группе "своих" равна 5,7% (табл. 3), тогда как безусловная вероятность (частость БЛг-3 на VI пальце) - 24,5%. Отношение двух вероятностей (26,5% / 5,7% = 4,6) показывает, во сколько раз вероятнее принадлежность пальцев разным лицам. Если учесть информативность других признаков II пальца: БЛр-1 (условная вероятность 14,6%; коэффициент правдоподобия: 26,5% / 14,6% = 1,8), ВШ-1 (17,0%; 1,6), ПЛ-1 (23,8%; 1,1) - можно получить ряд частных коэффициентов правдоподобия (4,6; 1,8; 1,6; 1,1). Их интегральное выражение, полученное путем перемножения (взаимосвязь между признаками слабая), показывает, что приблизительно в 15 раз более вероятна принадлежность исследуемых пальцев разным лицам, а не одному человеку. Производя аналогичные расчеты относительно других признаков VI пальца (ТУ, ГСр и т. д.), можно получить соответствующие интегральные коэффициенты, а затем все их учесть совокупно. Если исходным является всего один известный признак, правильное решение возможно в среднем в 52 - 65% случаев, два - три - в 68 - 72%, пять - в 75 - 80%, семь - девять - в 84 - 88% (априори - в 20 - 30%). При этом при одном известном признаке положительный вывод, как правило, только вероятный; двух - трех - возможен категоричный положительный вывод в 5 - 6%; пяти - в 8 - 15%, семи - девяти - в 22 - 35%. Значительно эффективнее решается вопрос о "запрещенном" варианте признака соответственно: в 5 - 10%, 15 - 20%, 30 - 40% и 50 - 60%. В условиях решения альтернативной задачи (объекты принадлежат одному человеку или не принадлежат) для построения модели "свой/чужой" эффективной оказывается логистическая регрессия, представляющая собой нелинейную функцию распределения вероятностей [4, 10, 14]. Данный вид анализа позволяет учесть многомерность изучаемой признаковой системы, отличается относительной простотой и удобством, а получаемый результат выражен в виде апостериорной вероятности - той математической величины, которая необходима для принятия экспертного решения. Выражением меры "единства" является разница УБО признаков (по каждой из систем): чем она меньше, тем более вероятно, что объекты принадлежат одному человеку. Комбинации определялись для каждого пальца с каждым. Всего 45 комбинаций. Коэффициенты уравнений логистической регрессии были определены методом максимального правдоподобия [10]. При этом каждой комбинации признаков, оцененной по разности их УБО (с учетом номеров пальцев, образующих комбинаторику), вычислены свои значения коэффициентов (табл. 4).

Таблица 4

Коэффициенты логистической регрессионной модели для вычисления вероятности "свой/чужой" в комбинации узоров папиллярных узоров III пальца с остальными

Комбинация пальцев Свободный член, const Коэффициенты разности УБО

k k k k k ту вш су гсу гср

III - I 0,55 -0,08 -0,16 0,04 -0,09 -0,17

III - II 0,95 -0,31 -0,32 0,13 0,03 -0,47

III - IV 0,91 -0,06 -0,35 0,02 -0,11 -0,39

III - V 0,71 -0,07 -0,18 0,01 0,03 -0,54

III - VI 0,35 -0,19 -0,09 0,07 0,11 -0,23

III - VII 0,85 -0,24 -0,26 0,12 -0,01 -0,51

III - VIII 1,23 -0,29 -0,29 -0,25 0,12 -0,63

III - IX 0,75 -0,14 -0,17 0,04 -0,07 -0,38

III - X 0,80 -0,13 -0,19 -0,03 0,15 -0,63

Полученные методом логистической регрессии статистически значимые модели (p < 0,05), имели вид:

exp(const + X) y = ; (1) 1 + exp(const + X)

где: X = ТУ' * k + ВШ' * k + СУ' * k + ГСу' * k + ГСр' * k ; (2) ту вш су гсу гср

y - значение показателя-отклика (апостериорная вероятность "единства"); exp - экспонентная функция; const - свободный член; ТУ', ВШ', СУ', ГСу' и ГСр' - разность УБО типов узоров, высоты, ульнарного и радиального гребневого счета в сравниваемой паре пальцевых узоров;

K , k , k , k , k - соответствующие коэффициенты регрессии. ту вш су гсу гср

Значения показателя-отклика (y) колеблются от 0 (пара пальцевых узоров не принадлежит одному человеку) до 1 (пара пальцевых узоров принадлежит одному человеку). Эти значения являются искомой апостериорной вероятностью суждения о том, принадлежат пальцевые узоры одному человеку или нет. Априори (т. е. до проведенных исследований) вероятность "свой/чужой" равна 0,5. Рекомендуемые варианты экспертных выводов в зависимости от величины апостериорной вероятности приведены в таблице 5.

Таблица 5

Рекомендуемые варианты экспертных выводов в зависимости от значения X и соответствующего ему значения показателя-отклика у (апостериорной вероятности)

X <*> Y Формулировка вывода

менее -2,95 0,00 - 0,05 Пальцевые следы принадлежат разным лицам

от -2,95 до -0,75 0,05 - 0,32 Пальцевые следы вероятно принадлежат разным лицам

от -0,75 до +0,75 0,32 - 0,68 Неопределенный результат

от +0,75 до +2,95 0,68 - 0,95 Пальцевые следы вероятно принадлежат одному человеку

более +2,95 0,95 - 1,00 Пальцевые следы принадлежат одному человеку

Оценка эффективности полученных моделей проведена на обучающей выборке (27000 групп сравнения узоров "своих" и "чужих" пальцев) и подтверждена на независимой выборке (120 групп сравнения). Установлено, что, если имеется два пальцевых узора (одна пара сравнения), безошибочность прогноза составляет около 70 - 75%, причем в 8 - 10% возможен прогноз в практически достоверной форме. Если имеется три пальцевых узора, эффективность повышается до 80 - 85% (в 15 - 18% прогноз в практически достоверной форме). Если имеется четыре пальцевых узора, эффективность достигает 90% (в 20 - 25% прогноз в практически достоверной форме). Если имеется пять пальцевых узоров, правильные решения возможны в 95% (в 25 - 30% прогноз в практически достоверной форме). Повышение эффективности распознавания объясняется тем, что полученные в каждой паре сравнения значения апостериорных вероятностей складываются между собой, приближая итоговое значение вероятности к истинному. Решение задачи особенно эффективно при распознавании узорных комбинаций "чужих" пальцев. Распознавание "своих" комбинаций ограничено пределом возможной индивидуализации узора исследуемыми общими признаками (пять признаков по пять вариантов) - вероятность случайного обнаружения узора с таким же сочетанием признаков в среднем равна 0,00032. Пример. На месте происшествия обнаружено два дактилоскопических следа, оставленные III и VIII пальцами. Следы условно пригодны для проведения идентификации. Проверка их по дактилоскопическим учетам дала отрицательный результат - ни в картотеке дактокарт, ни в следотеке таковые не значились. По одной из версий следствия на месте происшествия был один человек, а по другой - их могло быть двое. С целью проверки следственных версий проведено исследование пальцевых следов. На первом этапе была выполнена разметка признаков с присвоением им УБО: а) III палец - завиток (5), высокий (5), ульнарно смещенный (5), ульнарный - гребневой счет 16 (4), радиальные гребневой счет 28 (5); б) VIII палец - ульнарная петля (3), высота ниже - средней (2), ульнарно смещенная (3), ульнарный гребневой счет 0 (1), радиальный гребневой счет 5 (2). На втором этапе определили разность УБО признаков в каждой паре сравнения: а) по типам узоров: 5 - 3 = 2; б) по высоте: 5 - 2 = 3; в) по симметричности: 5 - 3 = 2; г) по ульнарному гребневому счету: 4 - 1 = 3; д) по радиальному гребневому счету: 5 - 2 = 3. Далее из соответствующей таблицы коэффициентов (табл. 4) выбран подходящий вариант комбинаторики пальцев: III - VIII. Выписаны значения соответствующих коэффициентов: а) коэффициент для разности УБО типов узоров: -0,29; б) коэффициент для разности УБО высоты узоров: -0,29; в) коэффициент для разности УБО симметричности узоров: -0,25; г) коэффициент для разности УБО ульнарного гребневого счета узоров: 0,12; д) коэффициент для разности УБО радиального гребневого счета узоров: -0,63; е) свободный член: 1,23. Следующий этап - решение уравнения логистической регрессии:

exp(1.23 + 2 * (-0.29) + 3 * (-0.29) + 2 * (-0.25) + 3 * (0.12) + 4 * (-0.63)) Y = = 0.05 1 + exp(1.23 + 2 * (-0.29) + 3 * (-0.29) + 2 * (-0.25) + 3 * (0.12) + 4 * (-0.63))

Заключительный этап - сравнение полученного значения показателя-отклика с рекомендованными вариантами выводов (табл. 5). В данном случае y = 0,05, что соответствует выводу о том, что исследованные пальцевые следы не принадлежат одному человеку. Полученный результат дает основание для выбора следствием одной из ранее имевшихся версий - обнаруженные на месте происшествия следы оставлены двумя лицами. Таким образом, в ходе проведенного исследования обоснован новый подход к оценке информативности узорных признаков пальцев рук при решении экспертной задачи установления единства происхождения, основанный на рассмотрении их с позиций единого по происхождению информационного поля. На основе полученных данных построены различные вероятностные модели установления единства происхождения двух и более объектов судебно-медицинской и криминалистической экспертизы (пальцев рук с сохранившейся гребешковой кожей, дактилоскопических следов). Для этого использованы вычисление и анализ соответствия общих фенотипов пальцевых узоров правых и левых кистей; определение количества совпавших признаков на симметрично расположенных пальцевых узорах; расчет байесовских коэффициентов связи и логистическая регрессия для любых парных комбинаций пальцевых узоров. Разработанные методы позволяют повысить эффективность комплексного решения рассматриваемого вопроса и могут найти применение как в судебно-медицинской, так и в криминалистической экспертной практике.

Литература

1. Ациферов В. К., Корноухов В. Е., Ярослав Ю. Ю. и др. Дактилоскопическая экспертиза: современное состояние и перспективы развития. Красноярск: Краснояр. ун-т, 1990. 2. Божченко А. П., Ракитин В. А., Самарин А. И., Щербаков В. В. Методы дерматоглифики в идентификации личности погибших. Ростов н/Д: Ростиздат, 2002. 3. Божченко А. П. Билатеральная симметричность дерматоглифического комплекса как параметр генетически единого целого при идентификации личности // Теория и практика судебной медицины: Труды Петербургского научного общества судебных медиков. СПб., 2005. 4. Гладкова Т. Д. Явления симметрии и асимметрии у человека в признаках дерматоглифики // Вопр. антропологии. 1962. N 10. 5. Грановский Г. Л. Основы трасологии. М.: ВНИИ МВД СССР, 1974. 6. Криминалистическое исследование следов кожного покрова человека: Учебник / Под ред. И. В. Кантора. Волгоград: ВА МВД России, 2003. 7. Кувакин В. И. Многомерные методы статистического анализа категорированных данных медицинских исследований: Учебное пособие. СПб., 2001. 8. Локар Э. Руководство по криминалистике. М.: НКЮ СССР, 1941. 9. Ляненко В. А. Идентификация личности фрагментированных трупов в случаях чрезвычайных происшествий с многочисленными человеческими жертвами: Дис. ... канд. мед. наук. М., 2007. 10. Пашинян Г. А., Тучик Е. Судебно-медицинская экспертиза при крупномасштабных катастрофах. М.: Пан, 1994. 11. Селиванов Н. А. Криминалистическая техника. М.: ВНИИ МВД СССР, 1959. 12. Шмаров Л. А. Судебно-медицинская характеристика огнестрельных и взрывных повреждений, возникающих при различных видах террористических актов: Дис. ... канд. мед. наук. М., 2007.

Название документа