Interpretation of the scientific test: Jurists, scientists and probabilities;L'INTERPRETATION DE LA PREUVE SCIENTIFIQUE: LES JURISTES, LES SCIENTIFIQUES ET LES PROBABILITES

Medecine et Droit

Volumn 1998, Issue 30, 1998, Pages 6-15

  Taroni, Franco ^a   Mangin, Patrice ^b  

^a UNIVERSITY OF EDINBURGH   (United Kingdom)

^b UNIVERSITY CENTER OF LEGAL MEDICINE   (Switzerland)

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ANALYTICAL ERROR; ARTICLE; BAYES THEOREM; FORENSIC SCIENCE; LAW; PROBABILITY; STATISTICAL ANALYSIS; TECHNIQUE;

EID: 0031872674     PISSN: 12467391     EISSN: None     Source Type: Journal    
DOI: 10.1016/S1246-7391(98)80284-4     Document Type: Article

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13. 1 : «Lors du procès, l'expert en empreintes digitales témoigna que le standard donné par « la règle des 12 points » de concordance [entre deux empreintes] est suffisant pour aboutir à une identification. » Hall DW cf DiPaolo P. Massachusetts Correctional Institution - Norfolk, U.S. Court of Appeal First Cir., no95-1379, 1906 ;
14. 2 : «La trace d'outil retrouvée a été laissée par l'outil séquestré chez Mr... ». Deschênes et al. Statistics and tool marks comparisons. AFTE 1995 ; 27. p 140-1 ;
15. 3 : « La trace de pas a été laissée par une chaussure endommagée de la même façon que la chaussure MX/1. Cela amène l'expert a conclure que la chaussure MX/1 appartenant à Mr Donovan était a l'origine de la trace retrouvée. » Rudram DA. Interpretation of scientific evidence. Science & Justice 1996 ; 36 : 133-8 ;
16. 4 : « L'expert témoigna que le nylon du tapis de l'appartement du défunt se trouvait également sur le pantalon et sur le tee shirt du suspect. » People of Wesley G 83 N.Y.2d 417, 633 N.E.2d 451, 611 N.Y.S.2d 97 ; 1994 ; a4 «L'expert argumenta qu'un cheveux du suspect a été retrouvé sur la scène du crime. » People cf Moore EA Jr., 171 Ill. 2d 74 ; 662 N.E. 2d 1215 ; 1996
17. 1 : « [...] que deux fibres textiles acryliques blanches et deux fibres d'acétate retrouvées sur la victime pourraient provenir de l'intérieur du camion 1979 Ford appartenant au suspect. » Williams WB of State 251 Ga. 749 ; 312 S.E. 2d 40 ; 1983 ; « même si le cheveu retrouvé sur la scène du crime possède une couleur plus pâle que la référence, il est microscopiquement similaire aux cheveux de la victime et il pourrait provenir de la tête de la victime. »State of Arizona et Bible RL noCR-90-0167-AP, 175 Ariz. 549 ; 858 P.2d 1152 ; 1993 ; « [...] les cheveux retrouvés sur la scène du crime présentent les mêmes caractéristiques que ceux du suspect. [...] Il est donc hautement probable que ces cheveux proviennent de Mr Thompson. »Thompson cf State of Delaware, 539 A.2d 1052 ; 1988 ; « Sur la base des examens comparatifs effectués, l'expert conclut que les cheveux retrouvés dans l'appartement de la victime sont compatibles avec l'échantillon prelevé sur le suspect. » People of Linscott SP, 144 Ill. 2d 22 ; 566 N.B. 2d 1355 ; 1991 ; « L'expert témoigna que les cheveux retrouvés sur la scène du crime pourraient avoir été laissés par le suspect. » People of Giangrande, 101 Ill. App. 3d 397; 1991 ;
18. 2 : « [...] que cinq fibres en nylon provenant de contamination du tapis de Mr Geter possèdent les mêmes caractéristiques que les fibres constituant le tapis de la chambre à coucher de l'appartement du suspect. » Williams WB of State, 251 Ga. 749 ; 312 S.E. 2d 40 ; 1983 ;« [...] que cinq fibres de rayon couleur bleu retrouvées sur le corps de Mr Bell étaient similaires aux fibres de rayon retrouvées sur la couverture du lit du suspect. » Williams WB of State, 251 Ga. 749 ; 312 S.E. 2d 40 ; 1983 ;
19. 3 : « [...] le laboratoire possède les données concernant l'indice de refraction de tous les fragments de verre collectés et analysés dans des affaires criminelles. L'indice de refraction du fragment de verre retrouvé sur le pullover du suspect est présent dans seulement 1 % des verres stockés dans la base de données. » Court of Appeal, James Penman (June, 13, 21, 1985) ; « [...] que les fibres collectées sur le siège pourraient provenir d'autres sources, mais ces fibres textiles sont présentes dans uniquement 5 % des habits produits. » R of Carey and Another, Court of Appeal (Criminal Division) (21 December 1984)
20. 1 : « la fréquence du profil génétique observé par l'expert donne la probabilité que le suspect soit la source de l'ADN retrouvé dans la trace. » State of Washington of Buckner CS, 125 Wash. 2d 915 ; 890 P2d. 460 ; 1995 ; « le pouvoir de certitude dans l'identification est réduit à l sur 140 millions (pour la population noire) et à l sur 84 millions (pour la population caucasienne). » People of Wesley G, 83 N.Y.2d 417, 633 N.E.2d 451, 611 N.Y.S.2d 97 1994 ;
21. 2 : « l'expert compara les résultats des analyses ADN des prélévements vaginaux des deux victimes de viol, Mme Orba et Mme Robbin et conclut que les profils génétiques ne pouvaient pas être discriminés : les deux femmes avaient été violées par le même homme. » People of Smith F, 42 Cal. App. 4th 204 ; 1996 ; « Le test génétique montra que l'ADN contenu dans le sang retrouvé sur la chemise du suspect et celui de la victime présentait les mêmes caractéristiques. L'expert conclut que les chances que le sang sur la chemise du suspect n'appartienne pas à la victime s'estimaient à l sur 60 millions. » State of Arizona cf Bible RL noCR-90-0167-AP, 175 Ariz. 549 ; 858 P.2d 1152 ; 1993 ; « Il y a 1 chance sur 634 687 d'observer une coïncidence due au hasard entre deux profils génétiques. [L'expert] témoigna que l'ADN retrouvé dans les prélèvements vaginaux de la victime provenait du suspect, à l'exclusion de toute autre personne. » State of Minnesota cf Bloom TB, 516 N.W.2d 159; 1994 ;
22. 3 : « La probabilité que l'ADN du suspect, Mr Lindsey, puisse coincider à un profil génétique d'une personne Afro-Américaine sélectionnée au hasard dans la population est de 1 sur 21 millions. » Lindsey G cf People of the State of Colorado, 892 P.2d 281 ; 1995 ; « la probabilité qu'une personne sélectionnée au hasard puisse posséder les caractéristiques de l'ADN du suspect est de 1 sur 2 200 000. » Keirsey BR of State of Maryland, 106 Md. App. 551 ; 665 A.2d 700 ; 1995 ; « L'expert témoigna qu'uniquement une personne Afro-Américainne sur 97 millions possède le même profil génétique que celui de Mr Taylor : cet ADN concorde avec celui des traces retrouvées sur le corps de la victime. » Taylor MA of The State of Oklahoma, 889 P.2d 319 ; 1995
23. 1 : « Une coincidence entre deux profils ADN peut être considérée comme une très forte présomption que les deux échantillons comparés proviennent de la même personne. » State cf Schweitzer, 533 N.W. 2d 156 - S.C. of S.D. - ;1995) ; « [...] le procureur argumenta que les caractéristiques des cheveux retrouvés sur les lieux coincidaient avec celles des cheveux du suspect. » People of Linscott SP, 144 Ill. 2d 22 ; 566 N.E. 2d 1355 ; 1991 ; « L'expert souligna qu'un individu peut être identifié avec un certain degré de confiance si un certain nombre de similitudes entre les cheveux peuvent être mises en évidence. » Thompson KL of State of Delaware, 539 A.2d 1052 ; 1988 ; « [...] certaines fibres textiles retrouvées lors de l'état des lieux étaient microscopiquement identiques aux fibres retrouvées sur le corps de la victime [...]. » Williams WB of State, 251 Ga. 749 ; 312 S.E. 2d 40 ; 1983 ; « [...] il y avait une parfaite coincidence entre le fragment de peinture retrouvé sur la voiture du suspect et la couleur de la peinture du vélo de la victime. » State of Atwood, 171 Ariz. 576, 640, 832 P.2d 593, 657 ; 1992 ;
24. 2 : « [...] le témoignage de l'expert concernant les tests du sang souligna que la probabilité que Stassis puisse être le père de Lillith est de 99 896711 % et la probabilité qu'il puisse également être le père de Rhca est de 99 9977529 %. » Hartman LJ and Hartman RR. Minors cf C Stassis, 504 N.W.2d 129 Iowa App ; 1993 ; « Les résultats du test indiquent une probabilité de 99 97 % que Clark soit le père. » Clark B of Gossett J Indiana Court of Appeals, oct 26, 1995. Taroni F, Aitken C. Probabilités et preuve par l'ADN dans les affaires civiles et criminelles. Questions de la cour et réponses fallacieuses des experts. Rev Pénale Suisse 1997 [accepté pour publication]
25. le « Imaginons, par exemple, que deux profils génétiques ADN (la trace et le suspect) coincident avec deux bandes et que la première bande (allèle) se retrouve dans 10 % de la population et que le deuxième alléle est présent dans 50 % de la population. En appliquant la règle de la multiplication, l'expert conclura que la probabilité d'une coincidence fortuite des deux alléles est 0,10 × 0,50 = 0,05, ou - en d'autres termes - 5 % de la population. » State of Arizona cf Johnson RW, 905 P.2d 1002 ; 1995. Voir également State of Vermont of.Streich T, 658 A.2d 38 ; 1995. Même si l'indépendance statistique est garantie entre les deux alléles détectés, un facteur 2 a été oublié dans les calculs cités. Ce facteur est nécessaire car il rend compte des deux modes de transmission équiprobables : un allèle vient du père et l'autre de la mère, ou vice-versa [Kaye D, Cross-examining science, Jurimetrics J 1996 ; 36 : vii-x.; « Le procureur interpréta de façon erronée la signification de la concordance entre les cheveux retrouvés et ceux du suspect : il indiqua que la probabilité que les cheveux retrouvés sur le corps de la victime et dans son appartement pouvaient provenir de quelqu'un d'autre que le suspect était faible. » People of the State of Illinois of Linscott SP, 142 Ill. 2d 22 ; 566 N.E.2d 1355 ; 1991 ;
26. 2 : Dans l'affaire State of Chavez [100 N.M. 730, 676 P. 2d 257 (App. 1983)], le suspect était accusé d'avoir agressé et violé une femme. La victime décrivit son agresseur comme un jeune homme hispanique de 25 à 35 ans. Des traces de sang et de salive furent relevées sur le corps de la victime. Ces traces désignaient un agresseur de groupe sanguin ABO du type O (45 % dans la population générale) et de groupe enzymatique PGM du type -2 (6 % dans la population générale). L'expert sérologiste témoigna que 2,7 % (= 0,45 × 0,06) de la population nationale pouvaient présenter la combinaison de ces deux caractères. Le Procureur développa son accusation en s'appuyant sur ce chiffre : « Je m'en remet maintenant à votre bon sens [celui du jury]. Andy Chavez fait partie des 2,7 % de la population qui présente ces caractères. On peut réduire cette population par deux et obtenir 1,35 % vu que la moitié de la population est faire de femmes et qu'une femme n'a pas pu violer la victime. Donc Andy Chavez fait partie du 1,35 % de la population. Combien de ces 1,35 % correspondent-ils à la tranche d'âge de Andy Chavez ? Je ne le sais pas, mais soyons large, disons la moitié pour être favorable à l'accusé. On peut donc diviser 1,35 % par deux pour obtenir une valeur proche de 0,7 %. Peut-on encore réduire cette population ? Parmi ce 0,7 % combien des personnes sont-elles hispaniques dans la ville de Clovis comme Andy Chavez ? Je ne le sais pas, mais soyons large, disons la moitié pour être favorable à l'accusé. On peut donc diviser 0,7 par deux pour obtenir une valeur de 0,35 %. Avec une valeur si faible, le doute n'est plus permis ! » Un autre argument apparaît dans l'affaire People cf Mohit [153 Misc. 2d 22, 579 N.Y.S. 2d 990 (Westchester Co. Ct. 1992)], où un médecin d'origine iranienne fut suspecté d'abus sexuel sur une patiente lors d'une visite médicale. Le laboratoire du FBI effectua une analyse comparative entre les prélèvements vaginaux de la victime et des échantillons de sang du Dr Mohit. L'analyse de l'ADN ne montra aucune différence et le rapport du FBI indiquait la conclusion suivante : « La probabilité de l'occurrence d'une telle coïncidence est de 1 sur 67 millions pour la population caucasienne aux États-Unis, elle est de 1 sur 79 millions pour la population de race noire et de 1 sur 14 millions pour la population hispanique ». L'avocat de la Défense releva devant la Cour que l'origine ethnique du prévenu était particulière et n'était pas représentée dans la base de données du FBI, puis il plaida de la manière suivante : « Les conséquences des unions consanguines sont particulièrement: importantes dans cette affaire. L'accusé, Dr Mohit, est né dans la ville iranienne de Shushtar. Ses ancêtres, depuis au moins cinq générations, étaient d'origine persanne, tous de la même ville ou du même endroit. Ils sont tous de la religion Shiite musulmane. Le Dr Mohit confirma que pour des raisons religieuses et de tradition, l'union consanguine était très commune dans sa famille. Il indiqua en plus que sa grand-mère maternelle était la fille de l'arrière grand-père de son père. » La Cour retint l'argumentation de la Défense comme suffisante pour démontrer que la base de données du FBI était inadéquate dans cette affaire, vu la population de référence, qui devait nécessairement être constituée des personnes comparables au suspect (Kaye DH, DNA Evidence : Probability, Population Genetics, and the Courts. Harvard J Law Technol 1993 ; 7 : 101-72
27. En référence à la jurisprudence suisse, of G Piquerez. Précis de procédure pénale suisse. Lausanne : Payot ; 1994. p 261
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39. SE Fienberg/JB Kadane. The presentation of Bayesian statistical analyses in legal proceedings, The Statistician 32 ;1983, 88.98 ; SE Fienberg/MJ Schervish. The relevance of Bayesian inference for the presentation of statistical evidence and for legal decisionmaking. Boston University Law Rev 1986 ; 66 : 771-98 ; JJ Koehler. The probity/policy distinction in the statistical evidence debate. Tulane Law Rev 1991 ; 1 : 141-50 ; JJ Koehler. Probabilities in the courtroom: an evaluation of the objections and policies. In: DK Kagehiro, WS Laufer, eds. Handbook of psychology and law. New York : Springer-Verlag ; 1992. p 167- 84
40. SE Fienberg/JB Kadane. The presentation of Bayesian statistical analyses in legal proceedings, The Statistician 32 ;1983, 88.98 ; SE Fienberg/MJ Schervish. The relevance of Bayesian inference for the presentation of statistical evidence and for legal decisionmaking. Boston University Law Rev 1986 ; 66 : 771-98 ; JJ Koehler. The probity/policy distinction in the statistical evidence debate. Tulane Law Rev 1991 ; 1 : 141-50 ; JJ Koehler. Probabilities in the courtroom: an evaluation of the objections and policies. In: DK Kagehiro, WS Laufer, eds. Handbook of psychology and law. New York : Springer-Verlag ; 1992. p 167-84
41. Pour un débat contradictoire sur l'argument, voir : P Tillers/ED Green, Probability and inference in the law of evidence. The use and limits of Bayesianism, Kluwer Academic Publishers, Dordrecht 1988 ; W Twining, Debating probabilities. The Liverpool Law Rev 1980 ; 2 : 51-64 ; CR Callen, A brief word on the statistical evidence debate. Tulane Law Rev 1992 ;66 : 1405-9 ; CR Callen, Forensic applications of probability theory, First World Conference on New Trends in Criminal Investigation and Evidence, The Hague 2 December 1995
42. Pour un débat contradictoire sur l'argument, voir : P Tillers/ED Green, Probability and inference in the law of evidence. The use and limits of Bayesianism, Kluwer Academic Publishers, Dordrecht 1988 ; W Twining, Debating probabilities. The Liverpool Law Rev 1980 ; 2 : 51-64 ; CR Callen, A brief word on the statistical evidence debate. Tulane Law Rev 1992 ;66 : 1405-9 ; CR Callen, Forensic applications of probability theory, First World Conference on New Trends in Criminal Investigation and Evidence, The Hague 2 December 1995
43. Pour un débat contradictoire sur l'argument, voir : P Tillers/ED Green, Probability and inference in the law of evidence. The use and limits of Bayesianism, Kluwer Academic Publishers, Dordrecht 1988 ; W Twining, Debating probabilities. The Liverpool Law Rev 1980 ; 2 : 51-64 ; CR Callen, A brief word on the statistical evidence debate. Tulane Law Rev 1992 ;66 : 1405-9 ; CR Callen, Forensic applications of probability theory, First World Conference on New Trends in Criminal Investigation and Evidence, The Hague 2 December 1995
44. Pour un débat contradictoire sur l'argument, voir : P Tillers/ED Green, Probability and inference in the law of evidence. The use and limits of Bayesianism, Kluwer Academic Publishers, Dordrecht 1988 ; W Twining, Debating probabilities. The Liverpool Law Rev 1980 ; 2 : 51-64 ; CR Callen, A brief word on the statistical evidence debate. Tulane Law Rev 1992 ;66 : 1405-9 ; CR Callen, Forensic applications of probability theory, First World Conference on New Trends in Criminal Investigation and Evidence, The Hague 2 December 1995
45. Evett IW. What is the probability that this blood came from that person? A meaningful question ? J Forensic Sci Soc 1983 ; 23 : 35-9 ; MJ Sack/JJ Koehler. What DNA « Fingerprinting » can teach the law about the rest of forensic science. Cardozo Law Rev 1991 : 13 : 361-72 ; DA Berry/IW Evett/R Pinchin. Statistical inference in crime investigations using deoxyribonucieic acid profiling Appl Statis 1992 ; 3 : 499-531 ; D Kaye. DNA evidence: probability, population genetics, and the courts Harvard J Law Technol 1993 ; 1 : 101-72 ; DJ Balding/P Donnelly, Inference in forensic identification. J Royal Statis Soc 1995 ; A 158 : 21-53
46. Evett IW. What is the probability that this blood came from that person? A meaningful question ? J Forensic Sci Soc 1983 ; 23 : 35-9 ; MJ Sack/JJ Koehler. What DNA « Fingerprinting » can teach the law about the rest of forensic science. Cardozo Law Rev 1991 : 13 : 361-72 ; DA Berry/IW Evett/R Pinchin. Statistical inference in crime investigations using deoxyribonucieic acid profiling Appl Statis 1992 ; 3 : 499-531 ; D Kaye. DNA evidence: probability, population genetics, and the courts Harvard J Law Technol 1993 ; 1 : 101-72 ; DJ Balding/P Donnelly, Inference in forensic identification. J Royal Statis Soc 1995 ; A 158 : 21-53
47. Evett IW. What is the probability that this blood came from that person? A meaningful question ? J Forensic Sci Soc 1983 ; 23 : 35-9 ; MJ Sack/JJ Koehler. What DNA « Fingerprinting » can teach the law about the rest of forensic science. Cardozo Law Rev 1991 : 13 : 361-72 ; DA Berry/IW Evett/R Pinchin. Statistical inference in crime investigations using deoxyribonucieic acid profiling Appl Statis 1992 ; 3 : 499-531 ; D Kaye. DNA evidence: probability, population genetics, and the courts Harvard J Law Technol 1993 ; 1 : 101-72 ; DJ Balding/P Donnelly, Inference in forensic identification. J Royal Statis Soc 1995 ; A 158 : 21-53
48. Evett IW. What is the probability that this blood came from that person? A meaningful question ? J Forensic Sci Soc 1983 ; 23 : 35-9 ; MJ Sack/JJ Koehler. What DNA « Fingerprinting » can teach the law about the rest of forensic science. Cardozo Law Rev 1991 : 13 : 361-72 ; DA Berry/IW Evett/R Pinchin. Statistical inference in crime investigations using deoxyribonucieic acid profiling Appl Statis 1992 ; 3 : 499-531 ; D Kaye. DNA evidence: probability, population genetics, and the courts Harvard J Law Technol 1993 ; 1 : 101-72 ; DJ Balding/P Donnelly, Inference in forensic identification. J Royal Statis Soc 1995 ; A 158 : 21-53
49. Evett IW. What is the probability that this blood came from that person? A meaningful question ? J Forensic Sci Soc 1983 ; 23 : 35-9 ; MJ Sack/JJ Koehler. What DNA « Fingerprinting » can teach the law about the rest of forensic science. Cardozo Law Rev 1991 : 13 : 361-72 ; DA Berry/IW Evett/R Pinchin. Statistical inference in crime investigations using deoxyribonucieic acid profiling Appl Statis 1992 ; 3 : 499-531 ; D Kaye. DNA evidence: probability, population genetics, and the courts Harvard J Law Technol 1993 ; 1 : 101-72 ; DJ Balding/P Donnelly, Inference in forensic identification. J Royal Statis Soc 1995 ; A 158 : 21-53
50. CGG Aitken/DA Stoney. The use of statistics in forensic science. New York: Ellis Horwood; 1991 ; CGG Aitken. Statistics and the evaluation of evidence for forensic scientists. Chichester: J Wiley & Sons; 1995 ; B Robertson/GA Vignaux. Interpreting evidence. Evaluating forensic: science in the courtroom. Chichesrer: J Wiley & Sons; 1995
51. CGG Aitken/DA Stoney. The use of statistics in forensic science. New York: Ellis Horwood; 1991 ; CGG Aitken. Statistics and the evaluation of evidence for forensic scientists. Chichester: J Wiley & Sons; 1995 ; B Robertson/GA Vignaux. Interpreting evidence. Evaluating forensic: science in the courtroom. Chichesrer: J Wiley & Sons; 1995
52. CGG Aitken/DA Stoney. The use of statistics in forensic science. New York: Ellis Horwood; 1991 ; CGG Aitken. Statistics and the evaluation of evidence for forensic scientists. Chichester: J Wiley & Sons; 1995 ; B Robertson/GA Vignaux. Interpreting evidence. Evaluating forensic: science in the courtroom. Chichesrer: J Wiley & Sons; 1995
53. 2I)= 0,5/0,5 = 1
54. K Hummel. On the theory and practice of Essen-Möllrr's W value and Gürtler's paternity index. Forensic Sci Intern 1984 ; 25 : 2 Afin d'illustrer I'irrationalité du raisonnement, imaginons un jeu de dés avec un dé à six faces. On s'intéresse à la probabilité d'obtenir - après un jet du dé -le chiffre 6. En se référant à l'approche proposée dans les affaires de paternité (ou dans les affaires criminelles, of note no37), cette probabilité est de 0,5, car le résultat du jet du dé pourra êrre - ou ne pas être -le 6. Ce raisonnement est fallacieux car le jet du dé peut donner comme résultat le 6, mats également cinq autres possibilités (les numéros 1, 2, 3, 4 et 5). Par conséquent, la probabilité d'obtenir, après le jet, le chiffre 6 est égale à 1/6 (1 sur le nombre de possibilités du résultat, si la probabilité de chacune des faces du dé est équivalente). De façon analogue, dans le contexte des paternités, une des informations pertinentes dans l'évaluation de la probabilité a priori que le père suspecté soit le père biologique est le nombre de pères potentiels. Un témoignage affirmant que le rapport des probabilités a priori, P (F)/P (F), est égal à l suppose que deux hommes seulement peuvent être le père de cet enfant
55. Ellman et Kaye soulignent que « calculer la probabilité de paternité » en assumant que l'information non-génétique puisse établir une chance de 50 % que le suspect soit le père biologique est équivalent à supposer que l'univers des pères possibles est réduit à deux hommes équiprobables. IM Ellman/D Kaye, Probabilities and proof: can HLA and blood group testing prove paternity? New York: University Law Rev: 1979 ; 54 : 1149-50 ; DA Berry/S Geisser. Inference in cases of disputed paternity. In: MH DeGroot/SE Fienberg/JB Kadane, eds. Statistics and the law. New York: Wiley & Sons; 1986. p 353-82 ; B Robertson/GA Vignaux. Interpreting evidence. Evaluating forensic science in the courtroom. Chichester: Wiley & Sons; 1995
56. Ellman et Kaye soulignent que « calculer la probabilité de paternité » en assumant que l'information non-génétique puisse établir une chance de 50 % que le suspect soit le père biologique est équivalent à supposer que l'univers des pères possibles est réduit à deux hommes équiprobables. IM Ellman/D Kaye, Probabilities and proof: can HLA and blood group testing prove paternity? New York: University Law Rev: 1979 ; 54 : 1149-50 ; DA Berry/S Geisser. Inference in cases of disputed paternity. In: MH DeGroot/SE Fienberg/JB Kadane, eds. Statistics and the law. New York: Wiley & Sons; 1986. p 353-82 ; B Robertson/GA Vignaux. Interpreting evidence. Evaluating forensic science in the courtroom. Chichester: Wiley & Sons; 1995
57. Ellman et Kaye soulignent que « calculer la probabilité de paternité » en assumant que l'information non-génétique puisse établir une chance de 50 % que le suspect soit le père biologique est équivalent à supposer que l'univers des pères possibles est réduit à deux hommes équiprobables. IM Ellman/D Kaye, Probabilities and proof: can HLA and blood group testing prove paternity? New York: University Law Rev: 1979 ; 54 : 1149-50 ; DA Berry/S Geisser. Inference in cases of disputed paternity. In: MH DeGroot/SE Fienberg/JB Kadane, eds. Statistics and the law. New York: Wiley & Sons; 1986. p 353-82 ; B Robertson/GA Vignaux. Interpreting evidence. Evaluating forensic science in the courtroom. Chichester: Wiley & Sons; 1995
58. La généralisation de cette approche (le calcul d'une « probability of identity » sur la base de la formule de Essen-Möller, formule qui considère la chance a priori égale à l) a été suggérée par K Hummel/W Bär/N Fukshansky, Identification of biological stains: probability of identity or of kinship. In : A Carracedo/B Brinkmann/W Bär, eds. Advances in forensic haemogenetics. 6, Berlin 1996 ; 90 : « un expert devrait tenir une position neutre et par conséquent devrait utiliser une estimation neutre de la probabilité a priori de 0,5, qui signifie que le suspect a, a priori, la même chance d'être ou de ne pas être à l'origine de la trace »
59. Taroni F, Champod C, Margot P. Statistics: a Future in Tool Marks Comparisons? Ass Firearm Tool Mark Examiners J (AFTE) 1996 ; 28 : 222-32
60. « Il est également de la responsabilité de la cour d'essayer de prévenir une éventuelle confusion causée par les avocats et les experts qui apparaissent souvent incapables d'expliquer correctement la signification de la valeur de la preuve scientifique » et « [Souvent on observe une] bataille entre experts en particulier dans le domaine, très confus, de la signification statistique d'une concordance génétique. ». RS Reinstein, Commentary, in: E Connors/T Lundregan/N Miller/T McEwen, Convicted by juries, exonerated by science: case studies in the use of DNA evidence to establish innocence after trial, US. Department of Justice -National Institute of Justice, Washington, 1996 À titre illustratif, considérons l'exemple suivant. Un chapeau contient trois cartes : La carte 1 possède un (Black heart suit) sur les deux faces. La carte 2 possède un ◆ sur les deux faces. La carte 3 possède un (Black heart suit) sur une face et un ◆ sur l'autre face. Vous choisissez, une carte au hasard dans le chapeau sachant que chaque carte a la même probabilité d'être selectionnée. Vous observez une face de la carte que vous venez de tirer et vous voyez un ◆. Quelle est votre probabilité que l'autre face de la carte choisie possède également un ◆ ?
61. State of Arizona of Robert Wayne Johnson [905 P. 2d 1002 ; 192 Ariz. Adv. Rep. 19; 1995]
62. JJ Koehler. Error and exaggeration in the presentation of DNA evidence at trial. Jurimetrics J 1993 ;34 : 21-39 ; CGG Aitken, Statistics and the evaluation of evidence for forensic scientists. Chichester: Wiley & Sons; 1995
63. JJ Koehler. Error and exaggeration in the presentation of DNA evidence at trial. Jurimetrics J 1993 ;34 : 21-39 ; CGG Aitken, Statistics and the evaluation of evidence for forensic scientists. Chichester: Wiley & Sons; 1995
64. State of Arizona of Michael Steven Gallegos [178 Ariz. 1 ; 870 P.2d 1097; 1994]
65. JJ Koehler. Error and exaggeration in the presentation of DNA evidence at trial. Jurimetrics J 1993 ; 34 : 21-39
66. F Taroni, C Aitken. Comment: Interpretation of Scientific Evidence. Sci & Justice 1996 ; 36 : 290-2 ; C Aitken, F Taroni. Comment: Interpretation of Scientific Evidence (Part II). Sci & Justice 1996 ; 37 : 65
67. F Taroni, C Aitken. Comment: Interpretation of Scientific Evidence. Sci & Justice 1996 ; 36 : 290-2 ; C Aitken, F Taroni. Comment: Interpretation of Scientific Evidence (Part II). Sci & Justice 1996 ; 37 : 65
68. Evett IW. Criminalistics: the future of expertise. J Forensic Sci Soc 1993 ; 33 : 173-8
69. Evett IW. The theory of interpreting scientific transfer evidence. Forensic Sci Progr 1990 ; 4 : 141-79
70. Evett IW. A Bayesian approach to the problem of interpreting glass evidence in forensic science casework. J Forensic Sci Six 1986; 16 : 3-18 Considérons l'exemple suivant : on retrouve - une heure après la commission du crime - une petite trace de sang sec sur l'arrière du pull d'un suspect arrêté, Mr X. Il est soupçonné d'avoir tué Mme Y avec 20 coups de couteau. Le sang retrouvé sur le pull du suspect et le sang de la victime coincident dans les caractéristiques génétiques. Il faut retenir que l'action criminelle a été d'une certaine violence qui doit provoquer forcément un grand transfert de sang de la victime, Mme Y, vers son agresseur. Le fait de retrouver sur le pull de Mr X une seule trace de sang semble incompatible avec la violence de l'agression ; on s'attend à en retrouver beaucoup plus. Que le sang soit sec montre une faible possibilité de lien avec le crime qui s'est déroulé une heure auparavant. La trace a été retrouvée à l'arrière du pull, donc en position incompatible avec l'action de poignarder une victime. Tous ces éléments incitent plutôt à retenir que cette trace de sang - même si concordante avec le sang de la victime - n'a pas un lien direct avec l'action criminelle ; elle peut être là par hasard
71. Evett IW, Buckleton JS, Some aspects of the Bayesian approach to evidence evaluation. J Forensic Sci Soc 1989 ; 29 : 317-24 Considérons à nouveau l'exemple précédent de la note 31. Si une seule trace de sang est retrouvée sur le pull d'un suspect, il se pourrait que celle-ci soit la conséquence d'une action légitime et non criminelle. Il faudra donc prendre en considération la possibilité que cette tache se soit trouvée sur le pull par chance. De façon analogue, si cette trace est vraiment la conséquence de l'action criminelle, cela signifie qu'avant la commission du crime aucune trace de sang était présente sur le pull du suspect (vu que celle retrouvée est la conséquence du crime). Il faudra donc prendre en considération cette éventualité dans l'étape interprétative de la preuve scientifique.
72. Evett IW. On meaningful questions: a two-trace problem. J Forensic Sci Soc 1987 ; 27 : 375-81 Imaginons maintenant l'exemple suivant : cinq groupes de fibres textiles sont retrouvés sur le siège d'une voiture volée. Un suspect, Mr X est arrêté et il est soupçonné d'avoir volé la voiture. Des fibres textiles de son pull sont analysées et les caractéristiques chimiques et physiques sont comparése avec celles des fibres des cinq groupes retrouvés en contamination sur le siège de la voiture. Parmi ces groupes, un correspond avec les fibres du pull du suspect. L'étape interprétative de la preuve (de la concordance entre les deux groupes de fibres - provenant du pull du suspect et des contaminations de la voiture) doit forcément prendre en considération le fait que quatre autres groupes de fibres ont été retrouvés en contamination dans la voiture. Cela soulignera le fait que le groupe de fibres laissé par le vrai voleur de la voiture peut être un parmi les cinq retrouvés ; il n'est pas forcément celui concordant avec le suspect. Le fait de ne pas prendre en considération les autres concordances possibles entre les fibres retrouvées et le vrai voleur dans l'étape interprétative de la preuve résulte très défavorable au suspect, Mr X.
73. Buckleton JS, Walsh KAJ, Evett IW. Who is «random man »? J Forensic Sci Soc 1991 ; 31 : 463-8
74. Thompson WC. Subjective interpretation, laboratory error and the value of forensic DNA evidence: three case studies. In : BW Weir, ed. Human identification : the use of DNA markers. Dordrecht: Kluwer Academic Publishers; 1995
75. Empreinte génétique. L'analyse dite ADN est une méthode scientifique nouvelle, reconnue pour l'essentiel, pour constater la paternité. Rev Suisse de Jurisprudence 1992 ; 24 : 430-4
76. F Taroni, C Aitken. Probabilité et preuve par l'ADN dans les affaires civiles et criminelles. Questions de la cour et réponses fallacieuses des experts. Rev Pénale Suisse 1997 [accepté pour publication]
77. Expertise basée sur l'ADN. Force probatoire. Explication de la méthode. Rev Suisse de Jurisprudence 1994 ; 23 : 402-5
78. Taroni F, Aitken C. Probabilistic Reasoning in the Law. European Community-Final Report, Edinburgh; 1997
79. « Le profile ADN de l'échantillon provenant de B (échantillon 2) concorde avec D (échantillon 4). » [Laboratoire 311]
80. « Le sang du prélèvement (F) a comme origine A. Le sperme dans le prélèvement (F) a comme origine D. » [Laboratoire 1519]
81. « Les échantillons B et D ne peuvent pas être discriminés par les analyses effectuées ; par conséquent, ils ne peuvent pas être éliminés comme pouvant provenir de la même source. » [Laboratoire 327]
82. « En utilisant 4 loci en séquence, la fréquence des caractères génétiques ADN (concordant entre les échantillons F et D) dans la population caucasienne est approximativement 1 sur 1 million. » [Laboratoire 1502]
83. State of Arizona of Robert Wayne Johnson [905 P. 2d 1002 ; 192 Ariz. Adv. Rep. 19 (1995)] ; State of Arizona of Michael Steven Gallegos [178 Ariz. 1 ; 870 P.2d 1097 ;1994]