Диагностика пола человека по соматометрическим признакам кисти при массовой катастрофе

Существующие методы судебно-медицинской диагностики половой принадлежности человека по кисти касаются в основном измерений ее костной основы на скелетированном материале [1, 2] или рентгенограммах [3—5], а также исследования папиллярных узоров ладоней [6, 7]. Применительно к теме, означенной в названии статьи, какие-либо работы отсутствуют. Данная работа восполняет указанный пробел, особенно в случаях, если визуальное определение половой принадлежности по отделенной кисти не дает удовлетворительных результатов.

Вниманию экспертов предлагаются 8 моделей уравнений, полученных в результате многомерного пошагового дискриминантного анализа признаков изолированной кисти и ее частей.

Исследованы 110 человек (46 мужчин и 64 жен-щины) европеоидной расы в возрасте от 18 до 76 лет (средний возраст мужчин составил 36,1 года, женщин — 36,5 года)1.

На кистях рук по правой стороне фиксировали 46 признаков: ширину запястья, длину и ширину кисти, длину и ширину ладони, длину пальцев и их сегментов, обхваты запястья, ладони, кулака, максимальную толщину кисти, ширину и толщину межфаланговых сочленений. Приводим методику измерений только тех 16 признаков, которые вошли в итоговые уравнения дискриминантных функций. Длину и ширину определяли с помощью скользящего циркуля, обхватные размеры измеряли лентой.

Длина ладони — расстояние вдоль оси ладони от браслетной до пястно-фаланговой складки у основания III пальца. Длину пальцев (см. рисунок) измеряли по тыльной стороне вдоль оси пальцев от точки, являющейся вершиной угла, который образуют при сгибании пястно-фалангового сустава дорсальные поверхности пястной кости и проксимальной фаланги пальца, до конечной точки пальца [9]. Подобным образом (сгибая межфаланговые суставы) намечали границы сегментов каждого пальца. При проведении измерений кисть располагали на столе ладонью вниз. Ширина запястья — проекционное расстояние между наиболее удаленными в стороны точками шиловидных отростков лучевой и локтевой костей. Ножки циркуля располагали параллельно осям костей предплечья [10]. Ширина кисти — проекционное расстояние между наиболее удаленными в стороны локтевым и лучевым краями кисти, включая I палец; направление измерения перпендикулярно к оси кисти. Ширина ладони — расстояние между точкой пересечения трехпальцевой складки с локтевым краем и точкой пересечения пятипальцевой складки с лучевым краем ладони. На этом же уровне измеряли обхват ладони. Межфаланговая ширина пальцев (проксимальная и дистальная) — проекционное расстояние между наиболее отстоящими друг от друга точками на боковых поверхностях пальцев по линии сгиба суставов перпендикулярно к оси пальцев.

Статистический анализ проводили с помощью пакета программ SPSS 14.0 RU for Windows. Диагностические модели основаны на дискриминантном анализе по способу Фишера в пошаговом варианте.

Предварительным условием включения признака в дискриминантный анализ являлась высокая степень его корреляции (r) с полом, который был выделен в качестве самостоятельной переменной со значениями 1 (мужской пол) и 2 (женский пол). Ориентируясь на r ≥0,700 (Р. Чеддок, 1925), из исходных 46 признаков кисти были отобраны 16. Все они имеют достоверно различающиеся средние (td >3) и более или менее узкую зону перекрытия (табл. 1).

Диагностические модели рассчитывали для следующих ситуаций: целостность кисти не нарушена (1); отсутствует большой палец (2); отсутствуют все пальцы (3); для измерения доступен один какой-то палец (4—8). По каждому из этих случаев предлагаются два дискриминантных уравнения — для мужского (DF1) и женского (DF2) пола (табл. 2).

Далее вычисляли разницу l между DF1 и DF2: l = DF1 – DF2.

Пол определяли как мужской при l > 0 и как женский при l < 0. Для оценки надежности вывода, в соответствии с рекомендацией В.Ю. Урбаха [11], использовали функцию вероятности Pl (табл. 3).

Формы экспертных выводов:

— пол определен достоверно при 0,95 ≤ Pl < 1; (a);

— пол определен как вероятный при 0,75 ≤ Pl < 0,95; (b);

— пол не определен (отказ от решения) при Pl < 0,75 (c)^​2​᠎.

Из данных табл. 2 и 3 следует, что точность диагностики пола по кисти колеблется от 73,7 до 93%, причем лучшие результаты дает использование размеров ладони и III пальца (от 87,9 до 93% правильных определений), что подтверждает, во-первых, выводы о большей значимости пясти в идентификационных исследованиях [12], а во-вторых, повышенную информативность III пальца [5]. Только по III пальцу можно в 90% случаев правильно определить пол. В отличие от него использование модели с участием V пальца (73,7% правильных определений), очевидно, имеет ориентировочный характер.

В качестве примера в табл. 4 приведены результаты дискриминантного анализа в независимой группе верификации (по 5 мужчин и женщин) по модели 7 (для измерения доступен только IV палец).

Модель, как видно из данных табл. 4, демонстрирует высокий уровень дискриминации: в 8 случаях из 10 пол определен достоверно; в 2 случаях функция вероятности Pl достигает 0,846 и 0,768, что достаточно для принятия вероятного решения. Столь же высокий уровень точности диагностики отметили в группе верификации для остальных уравнений.

В этой связи стоит упомянуть, что сходный результат (94,9% правильных решений) был получен Ю.А. Неклюдовым [3] при интервальном оценивании 157 измерений, взятых на мацерированных костях кисти. Трудоемкими для полевых условий представляются, на наш взгляд, методы, предложенные Н.Н. Гончаровой и соавт. [5], связанные с измерениями рентгенограмм кисти. При интервальной оценке пола необходимо привлечь 38 планиметрических размеров кисти, при диагностике с помощью канонического дискриминантного уравнения — 17 размеров, причем если в последнем случае корректная классификация может быть достигнута в 91,6%, то в первом только в 50,2% случаев. При прогнозировании половой принадлежности по признакам дерматоглифики кисти Е.С. Мазур [13] удалось получить 87,6% правильных решений (27 размеров, уравнение логит-регрессии), а А.П. Божченко [6] в ходе расчета диагностических коэффициентов на основании анализа данных по 10 позициям пальцевого узора только 80—85%. Очевидно, что технология получения результатов в обоих случаях заметно сложнее предлагаемой нами.

Следует также обсудить проблему идентификации порядкового номера разрозненных пальцев II, III и IV, сходные размеры которых могут ввести в заблуждение. В статье, посвященной установлению порядковой локализации множественных однотипных костей кисти, В.Н. Звягин и А.О. Замятина [12] использовали уравнения дискриминантной функции. Результаты для II, III и IV пальцев составили 87,5, 86,2 и 85% соответственно. Поступив аналогично в отношении соматических размеров пальцев, мы не смогли, однако, достичь диагностически значимых результатов, особенно для III пальца (74,3%), поэтому уравнения дискриминантной функции здесь не приводятся. Тем не менее мы определили процент верных и ошибочных решений в моделях 5, 6, 7, взяв вместо размеров II, III и IV пальцев соответственно значения III и IV, II и IV, II и III пальцев. Оказалось, что точность половой диагностики заметно страдает только в том случае, если III палец не идентифицируется как III (79 и 72% вместо 90% при правильной идентификации). Тогда же заметно возрастает процент ошибок (до 15% вместо 2%). В других случаях (при идентификации II пальца в качестве III или IV либо при идентификации IV пальца в качестве II или III) заметного снижения точности диагностики не наблюдается (82 и 80% вместо 84% для II пальца; 83 и 83% вместо 84% для IV пальца). Из этого следует важная в практическом отношении рекомендация: в спорных случаях определять пол индивида по модели 6 для III пальца.

Результаты проведенного исследования вполне сопоставимы с теми, что получены при измерениях рентгенограмм кисти или костей кисти. Количество, простота и быстрота выполнения измерений выгодно отличают данный способ, который может быть рекомендован для экспресс-диагностики в условиях катастроф с массовыми человеческими жертвами.