Profils d'ADN et identification

Objectifs du chapitre

À la fin de ce chapitre, vous serez capable de:

• décrire un microsatellite STR, nommer ses allèles, y compris un allèle intermédiaire comme le 9.3 de TH01, et expliquer d'où viennent son polymorphisme et les pics de stutter;
• lire un électrophérogramme simulé et en tirer un profil d'ADN, en distinguant allèles, stutters, homozygotes et marqueur du sexe;
• calculer la probabilité de correspondance fortuite $P(G)$ d'un profil par la règle du produit, puis avec la correction $\theta$ de NRC II et de Balding et Nichols, en énonçant les modèles sur lesquels repose chaque calcul;
• exprimer le poids d'une correspondance par un rapport de vraisemblance et reconnaître le sophisme du procureur et celui de la défense;
• calculer un indice de paternité et une probabilité de paternité, et dire ce que cette dernière doit à la probabilité a priori;
• interpréter un haplotype du chromosome Y ou de l'ADN mitochondrial, compter le nombre minimal de contributeurs d'un mélange et situer ces analyses dans le cadre légal suisse.

Des groupes sanguins aux microsatellites

Identifier par le polymorphisme

Au chapitre 3 (exemple 3.1), les groupes sanguins ABO ont servi à juger une revendication de filiation: un groupe incompatible exclut un parent, un groupe compatible ne prouve rien, parce qu'une fraction notable de la population partage chacun des quatre phénotypes. C'est la logique de toute l'identification génétique: on exclut avec certitude (à l'erreur près), on n'inclut qu'avec une probabilité.

Ce qui a changé, c'est le pouvoir de discrimination: pour individualiser, il faut combiner plusieurs marqueurs à nombreux allèles, dont aucun n'est très fréquent. En 1985, Alec Jeffreys et ses collègues ont montré que des minisatellites, répétitions en tandem d'unités de quelques dizaines de paires de bases, donnent un motif de bandes presque propre à chaque personne: l'«empreinte génétique», employée dès la seconde moitié des années 1980 en filiation et en enquête criminelle. Elle demandait toutefois beaucoup d'ADN intact, ce que les traces fournissent rarement.

La PCR (chapitre 11) a déplacé l'attention vers des répétitions beaucoup plus courtes, que l'on amplifie à partir de quelques dizaines de copies du génome: les microsatellites. Le chapitre 7 les a rangés parmi l'ADN répété; ce chapitre en fait l'outil de base de l'identification.

Les microsatellites STR

La notation 9.3 est l'une des trois exceptions du cours à la virgule décimale, avec les caryotypes ISCN du chapitre 6 et les variants HGVS du chapitre 9: c'est un nom, pas un nombre, et «9,3» serait une faute. Sa structure (Butler, 2015) est faite de quatre unités TCAT, d'un CAT auquel manque une base, puis de cinq unités TCAT: sa région répétée mesure 39 pb, contre 36 pour l'allèle 9 et 40 pour l'allèle 10.

La figure 15.1 montre pourquoi le typage d'un STR est une mesure de longueur. Les amorces s'hybrident dans les régions flanquantes, identiques chez tous les allèles: la longueur d'un amplicon ne dépend que du nombre d'unités répétées, et mesurer sa taille revient à compter ses répétitions. L'écart d'une seule base entre 9.3 et 10 impose une électrophorèse précise à la paire de bases près.

Les STR forensiques sont situés hors des exons, dans des régions intergéniques ou des introns (TH01 est dans un intron du gène de la tyrosine hydroxylase, d'où son nom), et leur nombre de répétitions n'a, autant qu'on le sache, aucun effet sur un phénotype. Un profil STR identifie, il ne décrit pas la personne; le phénotypage, introduit en droit suisse en 2023, rompt avec ce principe.

Pourquoi les STR sont si polymorphes

Le polymorphisme d'un STR vient de son mécanisme de mutation. Lors de la réplication d'une séquence répétée, le brin néosynthétisé peut se détacher puis se réapparier avec un décalage d'une unité: c'est le glissement de la polymérase du chapitre 9. Une boucle sur le brin néosynthétisé ajoute une unité, une boucle sur le brin matrice en retire une. Ces mutations se font par pas d'une unité (modèle de mutation pas à pas), à un taux par locus bien plus élevé que celui des substitutions ponctuelles, et un locus STR accumule ainsi une dizaine d'allèles ou davantage, dont aucun ne domine.

Le même glissement se produit dans le tube de PCR. À chaque cycle, une petite fraction des copies d'un allèle à $n$ répétitions est synthétisée avec $n-1$ répétitions. Le résultat est un pic secondaire, quatre paires de bases avant le pic principal et nettement plus petit que lui: le pic de stutter (de l'anglais stutter, bégaiement). Ce n'est pas un allèle mais un artefact d'amplification, et l'un des premiers pièges de la lecture d'un profil.

Du prélèvement à l'électrophérogramme

PCR multiplex et électrophorèse capillaire

Un profil se construit avec les outils du chapitre 11: on extrait l'ADN, on le quantifie, on amplifie les STR par PCR et l'on mesure la taille des produits par électrophorèse capillaire. Un nanogramme d'ADN humain représente environ 300 copies du génome haploïde, soit 150 cellules diploïdes (chapitre 11); les kits forensiques travaillent avec une fraction de nanogramme, et 0,1 ng correspond à une quinzaine de cellules. C'est ce qui rend exploitables une goutte de sang séchée ou une trace de contact, et ce qui rend le procédé sensible à la moindre contamination.

Une PCR multiplex amplifie dans le même tube une vingtaine de loci; une amorce de chaque paire porte un fluorophore, et les loci de même couleur sont placés à des tailles qui ne se chevauchent pas. Dans le capillaire, les fragments migrent selon leur taille, un laser excite les fluorophores et l'on enregistre la fluorescence de chaque couleur; un étalon de taille coamplifié convertit le temps de passage en paires de bases.

Lire un électrophérogramme

L'enregistrement est un électrophérogramme: l'intensité de fluorescence, en unités relatives de fluorescence (RFU), en fonction de la taille. Un logiciel compare la taille de chaque pic à une échelle allélique, un mélange des allèles connus de chaque locus amplifié dans les mêmes conditions, et lui attribue un nom d'allèle.

La figure 15.2 réunit les cas usuels.

• Hétérozygote. Deux pics de hauteurs voisines, ici 15 et 16 à D3S1358, ou 13 et 14 à D8S1179. Chaque allèle n'est présent qu'en une copie par cellule.
• Homozygote. Un seul pic, environ deux fois plus haut, puisque les deux copies ont la même taille: 17 à vWA, noté 17,17, et 9.3 à TH01. Un pic unique peut aussi cacher un allèle non amplifié, parce qu'une mutation empêche une amorce de se fixer (un allèle nul); sa hauteur est un premier indice.
• Stutter. Un petit pic, une unité avant un allèle. Un pic en position de stutter et plus bas que le seuil fixé lors de la validation du kit n'est pas appelé comme allèle.
• Allèle intermédiaire. Le 9.3 de TH01 tombe 3 pb après l'allèle 9 et 1 pb avant l'allèle 10; c'est l'échelle allélique qui permet de le nommer.

Un marqueur du sexe accompagne les STR: l'amélogénine. Les gènes AMELX (chromosome X) et AMELY (chromosome Y) diffèrent de 6 pb dans la région amplifiée: une femme montre un pic, un homme deux. Une délétion de la région chez certains hommes fait cependant disparaître le pic Y.

Les jeux de marqueurs

Comparer des profils d'un laboratoire à l'autre, ou d'un pays à l'autre, suppose que tous typent les mêmes loci.

Les sept loci du profil témoin de ce chapitre font partie de l'ESS.

Le poids statistique d'une correspondance

La fréquence d'un génotype

Supposons qu'un profil prélevé sur une scène corresponde à celui d'un suspect. Avant toute question de culpabilité, il faut savoir si ce profil est rare ou commun. La grandeur qui le dit est la suivante.

Au chapitre 12, la loi de Hardy–Weinberg a donné les fréquences génotypiques à partir des fréquences alléliques, sous des hypothèses explicites: population de grande taille, unions au hasard, ni sélection, ni migration, ni mutation à l'échelle d'une génération. Pour un locus à plusieurs allèles de fréquences $p_i$, la fréquence d'un homozygote $A_i{A}_i$ est $p_i^2$ et celle d'un hétérozygote vaut , le facteur 2 comptant les deux façons de recevoir de l'un ou de l'autre parent. Les STR ne subissent pratiquement pas de sélection; le chapitre 12 a montré comment tester l'équilibre locus par locus par un khi-deux, et les bases de données de fréquences publiées sont soumises à ce test.

Justification. À chaque locus, $P_{\ell }$ est la fréquence de Hardy–Weinberg; l'indépendance entre loci permet de multiplier. Elle n'est pas garantie par la biologie: deux loci proches sur un chromosome peuvent rester associés dans une population, c'est le déséquilibre de liaison du chapitre 5. Les loci des jeux standard sont sur des chromosomes différents ou assez éloignés pour que la recombinaison efface l'association, et les tests d'indépendance menés sur les bases de fréquences ne montrent pas d'écart notable. Le produit (15.1) reste un modèle: aucune base ne compte un milliard de personnes, et un $P(G)$ de $10^{-9}$ n'est pas une fréquence observée mais la conséquence d'hypothèses, que la section suivante corrige en partie.

Structure de population et correction θ

La règle du produit suppose une population sans structure. Or une population réelle est faite de sous-populations, par l'origine géographique, l'histoire des migrations, l'endogamie de certaines communautés, dont les fréquences alléliques diffèrent un peu. Le chapitre 12 en a tiré l'effet de Wahlund (théorème 12.4): deux sous-populations égales, de fréquences $p_1=0,2$ et $p_2=0,6$, donnent dans l'échantillon réuni une hétérozygotie attendue de 0,480, alors que 0,400 seulement est présent; l'écart se mesure par $F_{ST}=0,167$ (données fictives du chapitre 12). Une population structurée compte plus d'homozygotes que ne le prédit Hardy–Weinberg calculé sur les fréquences moyennes.

En science forensique, cette grandeur s'appelle le coefficient de co-ascendance et se note $\theta$: c'est le $F_{ST}$ du chapitre 12, la probabilité que deux allèles pris dans deux personnes différentes d'une même sous-population soient identiques par descendance. Le symbole $\theta$ est réservé à cet usage dans le cours; la littérature de la liaison écrit aussi $\theta$ pour la fraction de recombinaison, que le chapitre 5 a notée $r$. Les valeurs retenues en pratique pour les STR sont de l'ordre du centième (voir les recommandations de NRC II ci-dessous), très loin des 0,167 de l'exemple fictif du chapitre 12, qui servait à rendre l'effet visible.

Si le suspect porte un allèle rare dans la population globale, cet allèle est probablement un peu plus fréquent dans sa propre sous-population, d'où l'auteur inconnu a des chances de venir aussi. Ignorer la structure surestime la rareté du profil et favorise l'accusation; la correction va toujours dans l'autre sens.

Justification. La formule 4.1 est l'expression de Hardy–Weinberg avec un coefficient de consanguinité $F=\theta$ (chapitre 12): elle ajoute aux homozygotes la fraction $p(1-p)\theta$ et, dans sa version complète, la retire aux hétérozygotes; NRC II recommande de ne pas faire ce retrait, ce qui est conservateur. La formule de Balding et Nichols répond à une autre question. On a déjà observé le génotype du suspect, soit deux allèles de la sous-population; on demande la probabilité que deux allèles supplémentaires, tirés de la même sous-population, reproduisent ce génotype. Dans le modèle de Balding et Nichols, après $n$ allèles observés dont $m$ de type $A_i$, le suivant est de type avec probabilité . L'homozygote enchaîne les tirages avec , puis , , d'où les facteurs et et le dénominateur ; l'hétérozygote enchaîne pour chacun de ses deux allèles. Ce modèle d'échantillonnage est admis ici.

La formule 4.1 estime une fréquence de profil; celle de Balding et Nichols une probabilité de correspondance conditionnelle. C'est la seconde qui répond à la question posée devant un tribunal: le suspect a ce profil, quelle est la probabilité qu'un autre l'ait aussi? C'est donc elle qu'il convient d'énoncer dans un rapport d'expertise, avec la valeur de $\theta$ retenue.

Le rapport de vraisemblance

Deux propositions, une probabilité de chaque côté

Le chiffre $P(G)$ n'est pas encore une réponse à la question du tribunal. La façon rigoureuse d'exprimer ce que vaut une correspondance oppose deux propositions et compare la probabilité des résultats sous chacune.

Le symbole reste LR (likelihood ratio) en français. Les propositions se formulent à plusieurs niveaux: la source («le suspect est la source de l'ADN»), l'activité («il a touché l'arme») ou l'infraction. Un profil ne renseigne directement que sur la source; cette hiérarchie des propositions est l'objet du cours «Interprétation de la preuve».

Démonstration. Les résultats $E$ sont les deux profils, celui de la trace $G_t$ et celui du suspect $G_s$, tous deux égaux à $G$. On décompose $\mathbb{P}(E\mid H)=\mathbb{P}(G_t=G\mid G_s=G,H)\mathbb{P}(G_s=G\mid H)$. Le second facteur ne dépend pas de la proposition, puisque le profil du suspect ne dépend pas de qui a laissé la trace: il se simplifie dans le rapport. Sous , la trace vient du suspect, dont le profil est : . Sous , la trace vient d'une autre personne, sans lien de parenté, et la probabilité qu'elle présente sachant que le suspect le présente est par définition la probabilité de correspondance conditionnelle . D'où .

Pour le profil témoin, avec Balding et Nichols et $\theta =0,01$, $\mathrm{LR}=1/(1,90\times 10^{-8})=5,25\times 10^7$: les résultats sont environ cinquante millions de fois plus probables si le suspect est la source que si c'est une personne inconnue sans lien de parenté. Cette phrase ne dit rien de la probabilité que le suspect soit la source.

Le sophisme du procureur et celui de la défense

Le chapitre 2 de «Probabilités et statistique» a montré, sous le nom d'erreur du procureur, qu'on ne remplace pas $\mathbb{P}(A\mid B)$ par $\mathbb{P}(B\mid A)$. En science forensique, la confusion a un nom établi, le sophisme du procureur (prosecutor's fallacy), et elle se commet presque toujours de la même façon.

L'erreur inverse est le sophisme de la défense. Avec le profil partiel de la question 15.2, $P(G)=8,725\times 10^{-4}$, environ 7850 des 9 millions d'habitants devraient partager le profil, et la défense conclut que l'analyse ne vaut rien. Le calcul est juste, la conclusion non: l'analyse a réduit le cercle des sources possibles de 9 millions à quelques milliers, et combinée à d'autres éléments elle peut peser lourd. Une preuve faible n'est pas une preuve nulle.

Ce que changent les loci, les fréquences et θ

L'explorateur suivant isole les trois facteurs du calcul, le nombre de loci, la rareté des allèles et la correction $\theta$, et compare le résultat à la taille d'une population.

Avec des allèles de fréquence 0,2, chaque locus divise $P(G)$ par environ douze. La correction $\theta$, négligeable sur un locus, s'accumule d'un locus à l'autre et pèse d'autant plus que les allèles sont rares: c'est là qu'elle protège le plus le suspect.

Les apparentés

Le théorème 15.3 suppose l'autre source possible sans lien de parenté avec le suspect. Un frère partage avec lui une partie de ses allèles par descendance: à un locus autosomique, deux germains en partagent deux, un ou zéro avec les probabilités $\frac{1}{4}$, $\frac{1}{2}$ et $\frac{1}{4}$, puisque chaque parent transmet le même allèle aux deux enfants avec probabilité . Si le suspect est hétérozygote , son frère a le même génotype:

• avec certitude s'ils partagent deux allèles (probabilité $\frac{1}{4}$);
• s'ils en partagent un, lorsque son autre allèle, tiré de la population, complète le génotype: probabilité $p_j$ si l'allèle partagé est $A_i$ et $p_i$ si c'est , chacun dans la moitié des cas;

et pour un homozygote $A_i{A}_i$, de la même façon, $(1+p_i{)}^2/4$. Pour D3S1358 15,16, on obtient $(1+0,25+0,22+0,11)/4=0,395$, contre 0,11 pour une personne sans lien de parenté. Sur les sept loci du profil témoin, le produit vaut , environ un sur 840, à comparer à un sur . Chaque locus ne divise plus que par deux ou trois, parce qu'un frère a de toute façon une chance sur quatre de partager les deux allèles. Quand un frère aurait pu laisser la trace, le LR tombe à environ 840, et la seule réponse satisfaisante est de le typer.

Filiation et paternité

Exclure et inclure

Dans un trio mère–enfant–père présumé, on identifie à chaque locus l'allèle que l'enfant tient de sa mère; l'autre est l'allèle paternel obligatoire. Si le père présumé ne le porte pas, il est exclu à ce locus. Une incompatibilité isolée peut cependant venir d'une mutation par glissement ou d'un allèle nul: les laboratoires typent alors des loci supplémentaires avant de conclure. Si le père présumé porte l'allèle à tous les loci, il faut dire avec quel poids il est inclus.

Quand l'enfant a le génotype hétérozygote de sa mère, l'allèle paternel n'est pas déterminé et il faut additionner deux chemins de transmission (exercice 15.3).

Démonstration. C'est la formule de Bayes pour deux propositions complémentaires, $H_1$: «il est le père», de probabilité $\pi$, et $H_2$: «un homme pris au hasard est le père», de probabilité $1-\pi$. Avec $E$ les génotypes observés,

On divise le numérateur et le dénominateur par $\mathbb{P}(E\mid H_2)$ et l'on reconnaît $\mathrm{IP}=\mathbb{P}(E\mid H_1)/\mathbb{P}(E\mid H_2)$. Pour , les facteurs et se simplifient.

Sous forme de cotes: la cote a posteriori est la cote a priori multipliée par l'$\mathrm{IP}$, forme de la formule de Bayes qui vaut aussi pour le LR d'une trace.

Si l'autre père possible est le frère du père présumé, l'indice doit être recalculé et baisse fortement. Les mêmes calculs servent à identifier une personne disparue ou décédée à partir de ses parents ou de ses enfants.

Marqueurs de lignée: chromosome Y et ADN mitochondrial

Les STR autosomiques se recombinent à chaque génération: un profil est une combinaison nouvelle. Deux autres systèmes échappent à cette règle. La plus grande partie du chromosome Y ne se recombine pas avec le X et passe intacte de père en fils. L'ADN mitochondrial, 16 569 pb et 37 gènes (chapitre 7), se transmet par la mère seule (chapitre 3) et ne se recombine pas non plus.

Toute la lignée paternelle d'un homme partage son haplotype Y, aux mutations près, et toute la lignée maternelle son ADN mitochondrial: ces marqueurs n'individualisent pas. Ils sont pourtant précieux. Un Y-STR révèle la composante masculine d'un mélange où l'ADN d'une victime domine, cas fréquent dans les affaires d'agression sexuelle. L'ADN mitochondrial, présent en nombreuses copies par cellule, reste analysable dans des cheveux sans racine ou des os anciens. Et une lignée permet d'identifier des restes humains à partir d'un parent éloigné.

Comme les loci d'un haplotype sont transmis en bloc, la règle du produit ne s'applique pas entre eux: on ne multiplie pas les fréquences des allèles d'un haplotype Y. On estime sa fréquence par la méthode de comptage: on compte combien de fois il apparaît dans une base de données de $N$ haplotypes de la population. S'il y est observé $x$ fois, sa fréquence estimée est $x/N$, assortie d'un intervalle de confiance (chapitre 11 de «Probabilités et statistique»). S'il n'y est jamais observé, on ne conclut pas à une fréquence nulle: on rapporte la borne supérieure de l'intervalle de confiance. Pour $x=0$, la borne à 95 % est la valeur de $p$ pour laquelle $(1-p{)}^N=0,05$, soit , voisine de . Pour une base de 2000 haplotypes (taille fictive), elle vaut : on peut dire que l'haplotype est rare, pas qu'il est unique.

Les mélanges

Une trace porte souvent l'ADN de plusieurs personnes: la victime et l'auteur, ou les utilisateurs successifs d'un objet. Une personne a au plus deux allèles par locus; une trace qui en montre davantage est un mélange.

Le nombre minimal est une borne, pas une estimation: des contributeurs qui partagent des allèles en montrent moins. Les hauteurs de pics aident à séparer un contributeur majoritaire d'un minoritaire, mais ce dernier peut perdre des allèles sous le seuil de détection (dropout) et ses pics se confondent avec les stutters. L'interprétation des mélanges repose donc sur des modèles probabilistes qui intègrent tout cela dans un rapport de vraisemblance, objet du cours «ADN forensique»; on se limite ici au comptage.

Bases de données, recherche en parentèle et phénotypage

Enregistrés dans une base de données, les profils permettent de relier une trace à une personne déjà enregistrée, ou deux traces entre elles. Chaque comparaison à une base de $N$ profils est une occasion de correspondance fortuite: on en attend $N\cdot P(G)$, très peu avec le profil complet de l'exemple 15.1, beaucoup plus avec un profil partiel.

La loi sur les profils d'ADN règle l'établissement des profils de personnes et de traces dans la procédure pénale, leur enregistrement dans un système d'information de la Confédération, leur effacement et l'identification de personnes inconnues, disparues ou décédées. La modification de 2021 y ajoute deux usages. La recherche en parentèle cherche dans le système d'information des personnes qui, par la similitude de leur profil avec celui d'une trace, pourraient être apparentées à son donneur: c'est le calcul des apparentés de ce chapitre. Le phénotypage analyse des marqueurs renseignant sur l'apparence du donneur d'une trace: la loi énumère la couleur des yeux, des cheveux et de la peau, l'origine biogéographique et l'âge, et interdit d'analyser la personnalité ou l'état de santé. Il lit des variants choisis parce qu'ils ont un effet, et ses résultats sont des probabilités, pas des portraits. Les deux méthodes sont réservées à l'élucidation de crimes graves dont le code de procédure pénale dresse la liste.

Hors du domaine pénal, la LAGH soumet les expertises de filiation au consentement écrit des personnes concernées, interdit d'en tirer des informations médicales et oblige le laboratoire à informer par écrit, avant l'analyse, des règles du code civil sur la filiation et des répercussions possibles du résultat.

Erreurs et qualité

Un $P(G)$ de $10^{-8}$ ne dit rien de la probabilité d'une erreur: elle ne sort pas du même calcul, et rien ne la rend aussi petite. Une contamination par l'ADN d'un enquêteur, d'un technicien ou d'un autre échantillon donne une correspondance bien réelle avec une personne étrangère aux faits; les laboratoires tiennent des bases d'élimination de leur personnel et traitent des blancs à chaque série. Le transfert d'ADN, direct ou par un objet, peut déposer le profil d'une personne là où elle n'a jamais été: une correspondance renseigne sur la source, pas sur l'activité. Une erreur d'étiquetage, enfin, ne laisse aucune trace dans l'électrophérogramme. Accréditation, essais interlaboratoires et documentation contiennent ces risques; ils ne les annulent pas.

Synthèse

• Un STR répète en tandem un motif de 4 pb le plus souvent; ses allèles sont nommés par le nombre d'unités complètes (9.3 garde son point), et le glissement de la polymérase fait à la fois son polymorphisme et les stutters de la PCR.
• Un profil se lit sur un électrophérogramme: deux pics pour un hétérozygote, un pic double pour un homozygote, des stutters une unité plus courts, l'amélogénine pour le sexe; les jeux ESS (12 loci) et CODIS (20 loci) le rendent comparable.
• La règle du produit (Hardy–Weinberg, loci indépendants) donne $P(G)$; la correction $\theta$ tient compte de la structure de population, et Balding–Nichols pèse surtout sur les homozygotes, les allèles rares et les profils de nombreux loci.
• Pour une source unique, $\mathrm{LR}=1/P(G)$; confondre $\mathbb{P}(\text{profil}\mid \text{innocent})$ et $\mathbb{P}(\text{innocent}\mid \text{profil})$ est le , tenir une preuve faible pour nulle celui de la ; un frère partage le profil témoin environ une fois sur 840.

Exercices

Vous pouvez afficher le corrigé directement sous chaque énoncé après avoir cherché la solution.

Références

• Butler, J. M., Advanced Topics in Forensic DNA Typing: Interpretation, Academic Press, 2015 — STR, électrophérogrammes, stutters, mélanges, statistiques des correspondances, Y-STR et ADN mitochondrial.
• Evett, I. W. & Weir, B. S., Interpreting DNA Evidence, Sinauer, 1998 — règle du produit, structure de population, rapport de vraisemblance, filiation.
• National Research Council, The Evaluation of Forensic DNA Evidence (NRC II), National Academy Press, 1996 — correction $\theta$, formule 4.1, recommandations.
• Balding, D. J. & Nichols, R. A. (1994), «DNA profile match probability calculation: how to allow for population stratification, relatedness, database selection and single bands», Forensic Science International 64, 125–140.
• Klug, W. S., Cummings, M. R., Spencer, C. A. & Palladino, M. A., Concepts of Genetics, Pearson (trad. Génétique, Pearson) — empreintes génétiques, STR, tests de paternité.