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L'identificazione e il problema dell'interpretazione del dato scientifico. Riflessi dibattimentali.

Davide Zavattaro (*)


1. Premessa

Nel complesso quadro giuridico attuale la Polizia Giudiziaria, per le tradizionali mansioni d’indagine svolte, riveste una posizione di rilievo.
Il legislatore, tuttavia, sta prevedendo un incremento delle possibilità operative, basti pensare al ruolo dominante che assumerà l’Ufficiale di P.G. nell’attuazione delle disposizioni sulla competenza penale del Giudice di Pace (Decreto Legislativo n. 274 del 28 agosto 2000).

A fronte dei maggiori impegni richiesti, tutti gli operatori di Polizia Giudiziaria dovranno
provvedere ad assicurarsi un’adeguata preparazione professionale, anche perché sempre più frequentemente saranno chiamati nelle aule dei Tribunali.
Tra i vari organismi istituzionali che operano nel settore investigativo-giudiziario ve ne sono certi che si occupano anche degli aspetti inerenti gli accertamenti tecnico-scientifici che, come noto a tutti, hanno la duplice valenza investigativa e probatoria.

Se gli accertamenti tecnici sono richiesti solo per questioni di natura prettamente investigativa (es. ricerca di un latitante), questi terminano la loro azione con il concretizzarsi dell’evento (cattura del latitante) mentre, e si tratta della maggioranza dei casi, l’accertamento tecnico delegato dal Pubblico Ministero (art. 370 c.p.p.) o d’iniziativa della P.G. (art. 348 c.p.p.) può concludersi nelle aule dibattimentali, unico luogo dove, secondo il “nuovo codice di procedura penale”, si forma la prova. A sostenere l’evidenza scientifica in dibattimento sono chiamati gli esperti delle varie materie, i tecnici che materialmente hanno condotto gli esami, mentre a contrastarla potremmo trovare i consulenti tecnici di parte. Alla discussione dibattimentale partecipano comunque gli avvocati, il Pubblico Ministero ed infine il Giudice, che dovrà emettere la sentenza, nel rispetto della propria funzione di peritus peritorum. Ciò che accade spesso nelle aule di Giustizia, al momento dell’esposizione di un teste tecnico, è che i rimanenti soggetti abilitati al dibattimento siano insufficientemente preparati per comprendere appieno una discussione scientifica. Questa situazione è largamente nota e prevedibile (altrimenti non bisognerebbe ricorrere agli esperti) e non desta particolare allarme; potrebbe tuttavia suscitare preoccupazione qualora comporti un’errata interpretazione delle risultanze emerse: un giudice non ha solo la necessità di conoscere il dato tecnico, ma deve anche poter decidere sulla base di una corretta rappresentazione di ciò che il dato stesso comporta.

In altre parole, sebbene i soggetti attivi del dibattimento non debbano necessariamente essere dei tecnici, dovrebbero, comunque, essere in grado di interpretare correttamente il significato espresso dai dati prodotti in aula.
Con l’istituzione del Giudice di Pace in ambito penale la P.G. assumerà una funzione dominante nella conduzione dell’indagine (quasi al pari dell’attuale P.M.) con conseguente maggior assunzione di responsabilità anche nella fase dibattimentale. Già oggi, inoltre, in diversi processi la funzione di Pubblico Ministero è svolta da Ufficiali di Polizia Giudiziaria.

Ne segue che anche la P.G. avrà sempre più necessità di aggiornarsi, non solo sulle problematiche procedurali ma anche sulle tematiche tecnico-scientifiche o, quantomeno, essere in grado di trattare correttamente le risultanze probatorie. Dei tanti temi possibili questo articolo intende discutere alcune problematiche inerenti il problema dell’identificazione personale a fini forensi, ponendo specifica attenzione all’interpretazione del dato tecnico che scaturisce dalle analisi di laboratorio.


2. L'identificazione personale a scopo forense

L’attenzione Uno dei principali obiettivi perseguiti dalla Polizia Giudiziaria, e dall’apparato “Giustizia” in genere, è l’individuazione dell’autore del reato. L’indagine inizia generalmente sulla base di intuizioni investigative o testimonianze, ma in dibattimento è spesso la prova scientifica che suggella l’associazione tra il reo ed il sospettato, ciò che viene inteso come identificazione personale forense.
Tra le varie branche tecnico-scientifiche volte allo studio delle caratteristiche individuali troviamo essenzialmente cinque settori:

  • la biologia (confronto tra profili genetici);
  • la dattiloscopia (confronto tra impronte papillari);
  • la videofotografia (confronto tra volti da fotogrammi);
  • la fonica (confronto tra voci);
  • la grafica (confronto tra manoscritture).

Senza entrare nel dettaglio tecnico della conduzione delle analisi è tuttavia importante ricordare che le prime due branche d’indagine differiscono sensibilmente dalle rimanenti per la struttura delle variabili oggetto dell’osservazione, in quanto il profilo genetico e le impronte papillari sono elementi personali, individuabili esattamente (variabili discrete) e soprattutto sono inalterabili (a meno di fattori eccezionali) nel corso della vita umana. Queste circostanze hanno portato gli esami dattiloscopici e biologici ad essere considerati i pilastri dell’identificazione, al punto che una basilare sentenza della Cassazione(1) stabilisce, per i confronti di impronte digitali, che con 16-17 punti di corrispondenza si può sancire l’identità tra individui. A dispetto delle sentenze categoriche, tuttavia, esistono delle realtà scientifiche che impongono maggior attenzione e cautela nel maneggiare gli esiti degli accertamenti tecnici; in particolare è bene ricordare che, indipendentemente dall’esame svolto:

  • l’accertamento di confronto non viene effettuato direttamente sugli individui ma su reperti provenienti da essi;
  • il reperto che arriva in laboratorio potrebbe non essere più nelle stesse condizioni originali;
  • gli strumenti di misura hanno dei margini di tolleranza;
  • esiste una variabilità intrapersonale delle osservabili (tranne per le impronte digitali/palmari e per il DNA nucleare(2));
  • anche evidenziando l’omogeneità (al limite l’uguaglianza) di tutte le variabili osservate non si può escludere a priori che possa esistere qualcuno, diverso dal sospettato, che possa mostrare tali caratteristiche.

Nella letteratura scientifico-forense queste problematiche sono largamente trattate e, a livello internazionale, viene accreditata maggior valenza scientifica non tanto a quegli esperti che concludono le relazioni in forma categorica e assolutistica (si, no), ma piuttosto a coloro che riescono a rappresentare (e, ovviamente, dove possibile minimizzare) l’errore commesso in relazione ai punti sopra elencati di competenza(3).
Il concetto di fondo è che bisogna esprimere insieme all’esito di un accertamento tecnico anche gli errori o le indeterminazioni legate al risultato, quali la probabilità di contaminazione/alterazione, la soglia di tolleranza, l’errore di falsa identificazione/reiezione .

Non può esistere un risultato scientifico senza alcun tipo di errore associato, benché questo possa anche essere minimo o, al limite, trascurabile “di fatto”; dovrebbe, comunque, essere sempre quantificato.

In altre parole il giudice dovrebbe disporre di tutti gli elementi tecnici e statistici per emettere un verdetto e non ammettere che sia un esperto a sostituirsi al magistrato con sentenze inappellabili, anche perché il tecnico non conosce (e non deve conoscere) le ragioni per le quali proprio quella persona è stata sottoposta ad indagini (condizioni a priori), così come spesso ignora se la traccia su cui ha lavorato sia effettivamente stata lasciata dall’autore del reato o da una persona estranea.
Queste considerazioni, familiari agli addetti tecnici, sono spesso semisconosciute nel restante mondo forense, al punto che non è inusuale sentirsi domandare, in dibattimento, “ci dica, è lui o non è lui?”, oppure, più spesso, “con quale percentuale?”. Paradossalmente la seconda domanda può essere più inquietante della prima, se non si definisce esattamente la percentuale di “che cosa”. La statistica è una scienza consolidata ma assai delicata, soprattutto rischia di ingenerare più confusione che chiarezza se non viene utilizzata con la dovuta cautela e precisione.

Per chiarire meglio i rischi, anche drammatici, che possono derivare da un superficiale uso della statistica nelle aule di giustizia, rivolgiamo lo sguardo ad un paio dei più classici esempi riportati in letteratura.

Esempio 1
Un esperto conclude la relazione tecnica con la seguente affermazione:
“Il confronto tra il sospettato e l’anonimo, relativamente alle variabili osservate, segnalando come trascurabili gli errori di misura, ha mostrato identici valori, pertanto si assicura un riscontro al 100%”.

L’accusa ritiene più che soddisfacente il dato e chiede, su questa base, la condanna.
In questo caso è bene chiarire che l’esperto ha fornito solo un risultato parziale (ciò che si chiama “probabilità di tipo I”), relativo al confronto tra i dati dell’anonimo e del sospettato, come potrebbe essere la determinazione del gruppo sanguigno e relativo fattore Rh.

L’errore più frequente è confondere questo 100% come “identificazione” quando in realtà è solamente una compatibilità tra due set di dati e come tale andrebbe trattato. In effetti se il dato riscontrato fosse del tipo gruppo “0” con fattore “Rh” positivo, sapendo che questa combinazione è comune a oltre il 35% delle persone si otterrebbe solo una riduzione della popolazione dei possibili sospettati ad un terzo e non certo un’identificazione.

In assenza di elementi che chiariscano la rarità delle variabili osservate l’unica possibile interpretazione dell’affermazione di cui all’esempio, benché asserisca un riscontro al 100%, è un giudizio di non esclusione.

Esempio 2
L’esperto conclude con la seguente affermazione: “Il confronto tra il sospettato e l’anonimo, relativamente alle variabili osservate, considerando trascurabili gli errori di misura, ha mostrato valori sicuramente compatibili. Si segnala che la probabilità di riscontrare le stesse caratteristiche in una persona presa a caso nella popolazione è di 1 a 100.”

In questo caso l’esperto puntualizza il risultato esprimendo anche la cosiddetta “probabilità di falsa identificazione” (o “random match probability” o, ancora, "probabilità di tipo II"(4), tuttavia l’affermazione dell’esperto, tecnicamente corretta, viene interpretata diversamente dal P.M. e dall’avvocato difensore:
Discorso del P.M.: “Poiché la probabilità che un innocente abbia le stesse caratteristiche del colpevole è dell’1%, allora la probabilità che il sospettato sia il colpevole è del 99%, più che sufficiente per chiederne la condanna”.

Discorso della difesa: “Poiché le caratteristiche del sospettato sono compatibili con una persona ogni 100, essendo il paese in cui dimora di 5.000 abitanti, significa che 50 persone potrebbero essere altrettanto compatibili, quindi la probabilità che l’autore del crimine sia il mio cliente è del 2% (1:50), del tutto insufficiente per chiederne la condanna”.

Le interpretazioni conducono a esiti diametralmente opposti. L’applicazione corretta del concetto di probabilità di falsa identificazione, tuttavia, non è né quella del P.M. né quella della difesa, perché entrambi commettono un errore nel processo logico-statistico.

Prima di discutere il caso, tuttavia, è necessario esporre alcuni concetti di statistica elementare, indispensabili per una migliore comprensione della spiegazione che seguirà.



3. Nozioni base di teoria delle probabilità(5)

A In termini matematici la probabilità che un evento possa verificarsi (ad esempio che esca il numero 2 lanciando un dado) è riportata come un numero compreso tra 0 e 1. Se si vuole il dato in forma percentuale basterà moltiplicare tale valore per 100.
Il significato attribuito a questo numero può comunque avere una duplice interpretazione, in base alle modalità con le quali viene ottenuto, e cioè:

  • il numero di volte in cui l’evento si è verificato diviso il totale degli eventi osservati, e prende il nome di “frequenza relativa”;
  • la probabilità teorica che l’evento possa verificarsi; prende il nome di “probabilità a priori”.

Nel caso dell’esempio del lancio del dado la probabilità a priori che esca il numero 2 è 1/6 (in simboli P(2)=1/6), tuttavia lanciando 60 volte il dado non è detto che il numero scelto uscirà esattamente 10 volte, pertanto la frequenza che osserveremo potrebbe esprimere un valore differente (benché tendenzialmente vicino) da quello teorico, e sarà comunque dipendente dall’esperimento condotto.
In ogni caso la somma di tutte le frequenze relative o delle rispettive probabilità a priori deve dare 1.

Per avere la quantificazione della probabilità opposta, cioè il non avverarsi di un evento “E”, in formule “P(E*)”, basta sottrarre a 1 la probabilità dell’evento(6).
Nel caso volessimo, invece, calcolare la probabilità che avvengano contemporaneamente due eventi indipendenti, per esempio lanciando due dadi l’uscita del numero 1 sul primo e quella del numero 2 sul secondo, bisognerà moltiplicare(7) le due probabilità semplici, cioè 1/6x1/6=1/36.
Si noterà che l’operazione è commutativa, cioè non dipende dall’ordine dei fattori.
Un discorso ancora a parte va fatto per esprimere il concetto di “probabilità condizionata” che, come vedremo, è proprio il fulcro dell’attività statistica in ambito forense.

Si indica con P(2|pari) e si legge “probabilità dell’evento 2 condizionata dall’evento pari” la probabilità che, una volta lanciato il dado ed avendo osservato un risultato pari, il numero uscito sia 2.
In questo caso notiamo che il condizionamento non è simmetrico(8), infatti P(2|pari)=1/3, mentre P(pari|2)=1.
Per un noto teorema della statistica, il Teorema di Bayes, si può comunque ottenere un’espressione che rappresenti il valore dell’inversione del condizionamento(9).
Un altro sistema per esprimere una probabilità di un evento dicotomico, del tipo “sì-no”, molto caro ai Paesi anglosassoni e utilizzato da tutti i bookmakers del mondo, è la rappresentazione per odds. Con questa rappresentazione si esprime il rapporto tra i “casi a favore” e quelli “a sfavore”. Per intenderci, con il solito esempio del dado, gli odds esprimono “quanto pagare la puntata” sull’uscita del numero 2. Per la definizione di odds, il rapporto tra le probabilità” che esca il valore 2 rispetto alla probabilità che esca un’altra cifra vale uno a cinque(10).

Spiegazione dell’Esempio 2
Il discorso del P.M. è sbagliato in quanto implica un errore logico nella valutazione dell’asserto dell’esperto, che è noto in letteratura come Prosecutor fallacy(11) o inversion fallacy(12). Partendo da due domande chiave:

  1. qual è la probabilità che un individuo possa avere un match positivo con i dati anonimi registrati, pur essendo innocente?
  2. qual è la probabilità che un individuo sia innocente, visto che i suoi dati sono compatibili con quelli anonimi?

L’errore del P.M. consiste nell’interpretare la risposta alla prima domanda come se fosse la risposta alla seconda, operando un’inversione del condizionamento statistico che, come si è visto, non è permesso.

In termini matematici l’errore è nel calcolare la probabilità di “colpevolezza”(13) inserendo erroneamente la random match probability(14) in una falsa uguaglianza(15).

Il discorso della difesa, invece, è noto come defense attorney’s fallacy e ha l’intento di convincere il giudice che possa esistere un largo numero di persone “equiprobabilmente” colpevoli di aver lasciato le tracce sul luogo del reato. Questa argomentazione non presenta errori intrinseci, ma risulta certamente fuorviante perché non tiene minimamente in considerazione le attività d’indagine preliminare condotte in relazione al caso giudiziario, che hanno portato a restringere la popolazione dei sospettati e indicare, per l’appunto, il soggetto in questione (e non altre persone) come possibile colpevole.

In ogni caso, anche in assenza di indagini, bisogna tenere in conto che l’osservazione e la valutazione probabilistica delle tracce ha comunque fatto aumentare di 100 volte la probabilità di identificazione del sospettato (dall’iniziale 1/5000, a priori, all’attuale 1/50, a posteriori).


4. Espressione dei dati di identificazione in ottica dibattimentaleAttività e strumenti di contrasto

Il problema forense, espresso in formule matematiche, si rivela molto più complicato da risolversi rispetto a quanto si possa immaginare di primo acchito; infatti richiedere la “probabilità di colpevolezza” di un sospettato significa calcolare la probabilità che i dati del sospettato siano quelli dell’anonimo condizionata dal fatto che l’anonimo abbia commesso quel crimine avendo lasciato quella traccia e appartenga ad una certa popolazione. In termini formali P(H1|E,X).
In realtà qualsiasi esperto, in base all’accertamento compiuto, può esprimere soltanto due fondamentali probabilità (tipo I e II):

  • la probabilità che i dati anonimi siano compatibili con quelli estrapolati dal sospettato, mediante un confronto diretto, cioè P(E|H1,X);
  • la probabilità che gli stessi dati dell’anonimo trovino corrispondenza casuale con altre persone della popolazione “X”, ovvero P(E|H1*,X).

Come si è notato, tuttavia, può non essere semplice spiegare in un’aula di giustizia come interpretare correttamente questi due valori. A questo scopo l’orientamento internazionale degli ultimi anni(16) raccomanda di fornire una rappresentazione in odds della probabilità di “colpevolezza” (ipotesi H1) rispetto alla probabilità di “non colpevolezza” (ipotesi H1*) in formule:

P(H1|E,X) P(E|H1,X) P(H1|X)
———— = ———— x ———
P(H1*|E,X) P(E|H1*,X) P(H1*|X)

L’espressione a sinistra è il rapporto “a posteriori”, cioè dopo l’esecuzione degli esami tecnici, della probabilità di colpevolezza rispetto a quella d’innocenza, mentre il membro di destra comprende sia le probabilità espresse dall’esito delle analisi che le probabilità a priori, in particolare:

  • P(E|H1,X)/ P(E|H1*,X) è il rapporto tra le due probabilità condizionate che l’esperto può produrre, cioè quelle che abbiamo chiamato di tipo I e II. Tale rapporto è detto “di verosimiglianza” o “Likelihood ratio”(Lr);
  • P(H1|X)/ P(H1*|X) rappresenta le probabilità a priori nella forma in odd”, calcolate prima dell’esame tecnico sulla base delle attività di investigazione tradizionale.
    Questo modello di rappresentazione tiene dunque in considerazione tutti gli elementi utili ai fini di una decisione di colpevolezza o innocenza, perché comprende sia le informazioni a priori, note solo agli investigatori e non all’esperto, sia il fattore di incremento (o decremento) di probabilità dovuto all’espletamento di un esame scientifico.

In altre parole il compito del tecnico sarà quello di fornire il rapporto di verosimiglianza, che sarà quel numero capace di esprimere quanto il dato scientifico emerso è stato in grado di spostare il giudizio verso l’ipotesi di colpevolezza rispetto a quella di innocenza. La “novità” di questa soluzione interpretativa è che la risposta tecnica potrà essere graduata nel continuo e non essere vincolata ad una categorica, quanto riduttiva, forzatura dicotomica del tipo “sì-no”.

Operativamente il valore della Lr può esprimere, nei fatti, tre conseguenze processuali:

  • Lr>>1 significa grande aumento delle probabilità a priori, cioè “forti elementi di supporto all’ipotesi di colpevolezza”;
  • Lrª1 significa neutralità, nel senso che, malgrado l’esame tecnico, “le probabilità iniziali sono rimaste pressoché invariate”;
  • Lr<<1 significa drastica riduzione delle probabilità a priori di colpevolezza, cioè “supporto all’ipotesi di innocenza”. Al limite dell’azzeramento, cioè qualora Lr=0, si ha la certezza della non identità anonimo-sospettato.

In ogni caso sarà il giudice a valutare il peso da attribuire a questo valore. Nel caso dell’“Esempio 2”, il dato 1:100 è il denominatore del rapporto di verosimiglianza, pertanto la Lr vale 100; l’interpretazione corretta è dunque “l’esame tecnico aumenta di 100 volte il valore delle ipotesi di colpevolezza a priori”. Se questo dato può essere sufficiente o meno per emettere un giudizio di condanna dipende esclusivamente dalle condizioni “al contorno”, cioè dalle citate probabilità


5. Conseguenze della rappresentazione mediante statistica Bayesiana e Likelihood ratio (Lr)

Innanzitutto bisogna considerare che questo genere di rappresentazione in ambito forense è assai più noto e sviluppato all’estero che non nella realtà italiana, e ciò non solo per motivi culturali ma anche tecnici.

I motivi culturali riguardano una certa giurisprudenza che, di fatto, ha consentito che un esperto possa sostituirsi ad un giudice, eliminando ogni forma di valutazione successiva; l’esempio è quello della citata sentenza dei 16-17 punti caratteristici per le impronte digitali, sentenza senz’altro comoda per l’emissione di alcuni giudizi, ma tragicamente incompleta per altri (è come ratificare che impronte con 13 punti corrispondenti non sono utili a confronto mentre, forse, sono solo meno informative e comunque non certo da dichiararsi inutilizzabili).

I motivi tecnici, invece, si basano sul fatto che è possibile ottenere la probabilità condizionata che figura al denominatore (la random match probability), soltanto avendo a disposizione un database delle variabili oggetto di misurazione che sia rappresentativo della popolazione di riferimento. In assenza di database questa probabilità non può essere calcolata. In Italia questa attività è iniziata in leggero ritardo, rispetto ad altri Paesi, e questo anche perché per ottenere i dati personali da inserire, benché a scopo statistico, sovente è necessario un consenso esplicito dell’avente diritto, come previsto dall’attuale legge 675/96 e da alcune sentenze sul cosiddetto “prelievo coattivo”(17).

A tutt’oggi non esistono database strutturati a livello nazionale per queste necessità, sebbene certi Istituti, in alcune branche d’indagine, hanno sviluppato banche dati “interne” a scopo statistico. L’auspicio sarebbe quello di avere grandi banche dati a livello nazionale, suddivise su popolazioni regionali e consultabili da qualsiasi esperto investito dal delicato compito di accertare l’identità di un individuo a scopo processuale.

L’introduzione sistematica dell’impostazione bayesiana della statistica nei processi porterebbe sicuramente un valore aggiunto al mondo forense, con riflessi su molteplici settori paralleli: un incremento della ricerca scientifica, dell’informatizzazione e conseguente diffusione dei dati con facilità e rapidità d’accesso, la richiesta di professionalità degli esperti che dovrebbero uniformarsi nella formulazione delle risposte ai quesiti, l’abbattimento degli errori giudiziari dovuti ad una travisata interpretazione del dato tecnico ...

A livello dibattimentale, inoltre, questa rappresentazione svincola oggettivamente l’esperto dalla tentazione di esprimere un verdetto e riporta nelle mani del giudice la decisione, perché è richiesto di valutare anche il peso delle probabilità a priori, quelle che hanno visto come protagonisti gli investigatori tradizionali, nella fase delle indagini preliminari.

In buona sostanza questa modalità, oltre a sgombrare il campo da possibili equivoci, sarebbe altrettanto proficua per il ripristino degli equilibri, dei ruoli e delle valenze di tutte le figure operanti.


(*) - Capitano nei Carabinieri, comandante della sezione fonica e grafica del Raggruppamento Investigazioni Scientifiche
(1) - Seconda Sezione Suprema Corte della Cassazione, sentenza n. 2559 del 14 novembre 1959.
(2) - Benché esista la possibilità, anche se del tutto eccezionale, che il DNA nucleare possa modificarsi nel tempo.
(3) - Cfr. J. Wojcikiewicz, Scientific Evidence in Judicial Proceedings, Institute of Forensic Research in Cracovia, 2000.
(4) - Cfr. C. Champod, D. Meuwly, The inference of identity in speaker recognition, Speech Communication, N.H. Elsevier, 31- July 2000 - pp. 196-203.
(5) - Per approfondimenti cfr. E.S. Ventsel Teoria delle probabilità; ed. Mir - I° ed. 1983.
(6) - In formule, P(E*)=1-P(E).
(7) - Si sottolinea che la fattorizzazione è consentita solo se i due eventi sono indipendenti ( non correlati).
(8) - In simboli P(2|pari)P(pari|2).
(9) - Applicato al caso del dado: P(pari|2)=P(2|pari)xP(pari)/P(2)=1/3x1/2x6=1.
(10) - Odds (2) = P(2)/P(2*) = 1/6 : 5/6 = 1/5.
(11) - Cfr. W.S. Thompson, E.L. Schumann: Interpretation of statistica Evidence in criminal trials, the Prosecutor fallacy and the defence attorney fallacy, Law and human behavior, 11 (3) 1987.
(12) - Cfr. D.H. Kaye: DNA Evidence: Probability, population genetics and courts, Harvard Journal of Law and Technology, 7 (1) 1993, pp. 101-172.
(13) - Dove “H1” rappresenta l’ipotesi di positività del sospettato, dati i valori “E” ed una popolazione “X”.
(14) - Ricordiamo essere la probabilità che le stesse caratteristiche di cui all’anonimo “E” siano riscontrabili in un soggetto qualsiasi, diverso dal sospettato, quindi nell’ipotesi di non colpevolezza (H1* ); in formule si scrive P(E| H1*,X).
(15) - La falsa uguaglianza è P(H1|E,X)=1- P(E| H1*,X). Quella corretta sarebbe invece P(H1|E,X)=1-P(H1*|E,X), che tuttavia è incalcolabile perché non si conoscono tutti i dati necessari alla soluzione.
(16) - Cfr. I.W. Evett e B.S. Weir: Interpreting DNA Evidence-Statistical Genetics for Forensic Scientist, Sinauer Associates Inc.-1998, oppure C.G.G. Aitken, Statistics and the evaluation of Evidence for forensic scientists, Edition John Wiley & sons, 1995.
(17) - Cfr. “Come ovviare al vuoto sui prelievi coattivi creato dalla sentenza costituzionale, n. 238 del 1996”, di V. Barbato, V .Manzari e G. Lago in Diritto Penale e Processo, n. 3/1997.