En F. Expósito y S. Peña (Eds.): Procesos Judiciales. Psicología Jurídica de la Familia y del Menor (pp. 21-28). Murcia: Sociedad Española de Psicología Jurídica y Forense. 2009.
EFECTOS DE INTERFERENCIA EN EL RECONOCIMIENTO DE PERSONAS: EXACTITUD, DISCRIMINABILIDAD Y SESGO DE RESPUESTA.
Antonio L. Manzanero
Universidad Complutense de Madrid
Beatriz López
University of the West of England
María José Contreras
Universidad Nacional de Educación a Distancia
INTRODUCCIÓN
Durante la investigación policial, puede ocurrir que se le pida a un testigo que intente identificar al autor del suceso en fotografía, como medio de iniciar su búsqueda y detención. Aunque también puede producirse esa identificación de forma natural, por la aparición del presunto culpable en medios de comunicación. En otras ocasiones, por ejemplo en la lucha antiterrorista, se realizan campañas de comunicación en las que se facilitan fotografías de presuntos buscados por la policía para su identificación por la población. O los testigos han de pasar por diferentes ruedas de identificación, algunas fallidas, para tratar de identificar al autor de los hechos.
Diversas investigaciones han mostrado que todas estas exposiciones del testigo a diferentes personas relacionadas con el procedimiento de investigación criminal afectarán a su capacidad para identificar al verdadero autor del suceso. Así, por ejemplo, mostrar las fotografías al testigo podría estar viciando todo el posterior procedimiento de identificación, ya que en la rueda en vivo el testigo podría estar señalando a la persona de la fotografía y no al autor del delito (Dysart, Lindsay, Hammond y Dupuis, 2001; Memon, Hope, Bartlett y Bull, 2002). Uno de los estudios más clásicos sobre la exposición de fotografías es el realizado por Brown, Deffenbacher y Sturgill (1977) en dos experimentos. En el primero hallaron que el 8% de las personas que no habían sido vistas previamente eran identificadas erróneamente como los delincuentes; sin embargo, si la fotografía de una persona había sido vista antes, la posibilidad de que fuera identificada falsamente como uno de los delincuentes se elevaba al 20%. Ninguna de esas personas habían cometido un delito ni habían sido vistas antes en persona, pero, no obstante, eran “reconocidas” en la rueda porque se habían visto sus fotografías. En el segundo experimento el 18% de las personas de la rueda que nunca habían sido vistas anteriormente eran identificadas de forma errónea. Sin embargo, si la fotografía de una persona había sido vista en la fase de retención, ese porcentaje se elevaba a un 29%. Por tanto, ambos experimentos muestran claramente que las fotografías inducen a sesgo, aún cuando el investigador las presenta de una manera adecuada. Por consiguiente, pone en tela de juicio la admisibilidad del testimonio en aquellas situaciones en donde la presentación de fotografías puede llegar a sesgar la identificación en rueda.
Por otro lado, Lindsay, Nosworthy, Martin y Martynuck (1994) hallaron que cuantas más fotografías se mostraban antes de la del autor de los hechos (100, 300, 500 ó 700 fotografías) el porcentaje de identificaciones correctas disminuía (36, 30, 18 y 18% respectivamente).
Así pues, el efecto de pasar por diferentes ruedas de reconocimiento ha sido descrito como una de las causas de error en la identificación de sospechosos en procedimientos judiciales (Wagenaar, 1988; Wells y Olson, 2003), provocando una interferencia sobre el reconocimiento posterior, que se mostraría en una disminución de las identificaciones correctas y un aumento de las falsas alarmas (Deffenbacher, Bornstein y Penrod, 2006).
Esta interferencia puede producirse incluso en el caso en que los testigos no hubieran señalado a nadie en las ruedas previas. De haber señalado a una persona en una rueda y a otra distinta en una posterior, las dos como el mismo autor de los hechos, la identificación directamente quedaría desacreditada. Si el testigo se equivocó en la primera, podría hacerlo también en la segunda, e incluso señalar a una tercera persona en otra posterior.
Para evaluar el efecto de las ruedas interpoladas de sospechoso ausente, se realizó el siguiente experimento.
MÉTODO
Para contestar a la pregunta objetivo del estudio se diseñó un experimento de un factor, con dos condiciones consistentes en presentar una rueda previa de sospechoso ausente antes de la rueda de reconocimiento de sospechoso presente o presentar directamente esta última.
Las medidas utilizadas para ver el efecto de las variables dependientes fueron la exactitud de las identificaciones (aciertos, falsas alarmas, omisiones y rechazos correctos), los índices no-paramétricos de discriminabilidad A’ y criterio de respuesta B’’ en el marco de la Teoría de Detección de Señales (Tanner y Swets, 1954) propuestos por Snodgrass, Levy-Berger, y Haydon (1985) y Donaldson (1992), respectivamente, y juicios de recordar/saber según el paradigma propuesto por Tulving (1985).
Muestra
Participaron en el estudio 86 sujetos, 64 mujeres con una edad media de 18.43 años y 22 hombres con una edad media de 19.27. Todos ellos eran alumnos de la Licenciatura en Psicología de la Universidad Complutense de Madrid.
Procedimiento
Se presentó una fotografía de un hombre, para después de una tarea distractora de 10 minutos de duración consistente en realizar un sudoku, participar en una o dos ruedas de identificación compuestas por seis fotografías cada una. A los 43 sujetos que participaron en la condición de rueda interpolada, se les presentó una rueda de objetivo ausente en primer lugar (la rueda interpolada) y posteriormente la rueda de objetivo presente. A los otros 43 sujetos que participaron en la condición de control se les presentó únicamente la rueda de objetivo presente.
Material
La fotografía objetivo presentada representaba a un hombre joven (en torno a los 20 años de edad) de frente y vestido de negro para que la vestimenta no sirviera de indicio. Las fotografías distractoras eran de hombres de características similares a las correspondientes fotografías objetivo, todos ellos morenos y blancos, sin rasgos distintivos especiales y también vestidos de negro. Los distractores fueron elegidos por su parecido físico con la fotografía objetivo de entre 98 fotografías de las fichas de alumnos de la Licenciatura en Psicología de la Universidad Autónoma de Madrid del curso 2002/2003.
RESULTADOS
Exactitud
Se analizaron los resultados de los sujetos para la rueda 1 de sospechoso ausente y para la rueda 2 de sospechoso presente. Las puntuaciones medias y porcentajes para cada respuesta pueden observarse en la tabla 1 y 2.
Tabla 1. Puntuaciones y porcentajes para cada tipo de respuesta en la rueda de sospechoso ausente.
Rueda 1 | Exactitud | |
Rechazos Correctos | 24 (.56) | |
Falsas Alarmas | 19 (.44) | |
Los datos de la rueda de sospechoso ausente indican que los sujetos tienden a señalar, por lo que el porcentaje de falsas identificaciones asciende a un 44%.
Tabla 2. Puntuaciones y porcentajes para cada tipo de respuesta en la rueda de sospechoso presente.
Rueda 2 | Rueda interpolada | |
No | Si | |
Aciertos | 35 (.81) | 18 (.42) |
Falsas Alarmas | 3 (.06) | 6 (.14) |
Omisiones | 5 (.12) | 19 (.44) |
Las ruedas interpoladas de sospechoso ausente afectaron significativamente a la exactitud de las identificaciones de los sujetos en la rueda de sospechoso presente, χ2(2) = 14.619; p<0.0001. Como puede verse en la tabla 2, haber participado previamente en una rueda de sospechoso ausente incrementa el número de falsas alarmas de un 6 a un 14%, y el número de omisiones de un 12 a un 44%, disminuyendo el número de aciertos de un 81 a un 42%.
De los 19 sujetos (44%) que hicieron falsas identificaciones en la rueda de sospechoso ausente, en la rueda de sospechoso presente 11 (57.9%) no señalaron a nadie, 3 (15.8%) realizaron otra falsa identificación y 5 (26.3%) señalaron a la persona objetivo. De los 24 sujetos (56%) que rechazaron correctamente a los miembros de la rueda de sospechoso ausente, en la rueda de sospechoso presente 8 (33.3%) no señalaron a nadie, 3 (12.5%) realizaron otra falsa identificación y 13 (54.2%) señalaron a la persona objetivo. Las diferencias no resultaron significativas, χ2(2) = 3.495; p>0.05.
Experiencia de recuperación
En una escala de 1 a 10, donde 1 eran respuestas de familiaridad y 10 respuestas de identificación, no encontramos efectos principales de la interpolación de una rueda de sospechoso ausente, F(1,80) = 0.099; p>0.05 sobre la experiencia de recuperación.
Sin embargo, la experiencia de recuperación afectó significativamente a la exactitud de las respuestas en la rueda de sospechoso presente, F(2,80) = 15.474; p<0.0001. Como se puede observar en la tabla 3, los aciertos aparecen más relacionados con respuestas de identificación (recordar), mientras que las falsas alarmas lo están con respuestas de familiaridad (saber). Las omisiones se encontrarían a mitad de camino entre las respuestas de saber y recordar.
La rueda interpolada no interaccionó con este efecto, F(2,80) = 1.075; p>0.05.
Tabla 3. Puntuaciones medias para la escala sobre juicios de recordar/saber en cada tipo de respuesta de la rueda de sospechoso presente, donde 1 era saber y 10 recordar.
Omisión | Falsa Alarma | Acierto | ||
Rueda interpolada | No | 7 | 2 | 8.057 |
Si | 5.684 | 3.833 | 8.278 | |
Total | 5.958 | 3.222 | 8.132 | |
No se encontraron efectos de la experiencia de recuperación sobre la exactitud de las respuestas para la primera rueda de sospechoso ausente, F(2,42) = 10.751; p>0.05.
Discriminabilidad y criterio de respuesta
La tabla 4 muestra los diferentes tipos de respuestas para cada condición, y los valores de aciertos y falsas alarmas con la probabilidad correspondiente. El valor no-paramétrico de discriminabilidad A’ fue calculado siguiendo las propuestas de Snodgrass, Levy-Berger, y Haydon (1985), donde varía de 0 a 1 y 0.5 serían respuestas por azar. El criterio no-paramétrico de respuesta B” fue calculado de acuerdo con las propuestas de Donaldson (1992), donde valores <0 indican un criterio liberal y valores >0 criterios conservadores. Así pues, la interpolación de una rueda de sospechosos ausente disminuye la discriminabilidad e incrementa la tendencia de los testigos a responder negativamente en la rueda posterior de sospechoso presente.
Tabla 4. Índice de discriminabilidad (A’) y criterio de respuesta (B’’) en la rueda de sospechoso presente, y los valores de aciertos y falsas alarmes con su correspondiente probabilidad.
Rueda interpolada | ||
No | Si | |
Aciertos | 35 | 18 |
P(aciertos) | 0.81 | 0.42 |
Falsas Alarmas | 3 | 6 |
P(falsas alarmas) | 0.06 | 0.14 |
A’ | 0.93 | 0.75 |
B’’ | 0.57 | 0.79 |
Como puede observarse, en ambas condiciones la discriminabilidad estaba por encima del azar, siendo mayor para la condición en la que no había rueda interpolada de sospechoso ausente, y el criterio de respuesta fue conservador, los sujetos tendían a no señalar, siendo más conservador el criterio de los sujetos de la condición de rueda interpolada.
DISCUSIÓN
En primer lugar, cabe señalar la gran cantidad de falsas identificaciones encontradas en la primera rueda de sospechoso ausente. Estos resultados estarían en la dirección de los datos encontrados por Peters (1987) con niños de 3 a 8 años, donde hallaron un 71% de falsas identificaciones en rueda de sospechosos ausente, o los obtenidos por King y Yuille (1987) quienes encontraron que el 74% de los niños de edades entre 8 y 11 años y el 36% de los niños de edades entre 13 y 14 años realizaba falsas identificaciones en ruedas de sospechoso ausente, aun cuando, como en el presente experimento, se les advirtió que la persona a identificar podría no estar en la rueda. Así pues, los adultos también cometen este tipo de errores de identificación cuando se les presenta una rueda en la que no se encuentra presente el autor de los hechos.
En segundo lugar, los resultados de este experimento llevan a confirmar el efecto negativo de las ruedas interpoladas, disminuyendo los aciertos e incrementando las falsas alarmas y las omisiones. Dicho efecto se produciría por una interferencia que afectaría negativamente a la discriminabilidad del sospechoso respecto a los distractores en la rueda de reconocimiento, al tiempo que provoca que el criterio de respuesta de los testigos se vuelva más conservador.
Además, aquellos sujetos que en el primera rueda habían señalado erróneamente una fotografía, en la segunda realizaron menos identificaciones correctas e igual número de falsos reconocimientos que aquellos que no habían realizado falsas alarmas previas, aunque el efecto no resultó significativo.
Por otro lado, se ha observado un efecto de las experiencias de recuperación sobre la exactitud de las identificaciones en la rueda de sospechoso presente, de modo que las respuestas de familiaridad parecen dar lugar a más falsas identificaciones y menos aciertos que las respuestas de identificación.
CONCLUSIONES
Desde una perspectiva aplicada, podemos afirmar que el procedimiento de mostrar a los testigos de un suceso diferentes ruedas de identificación incrementa la probabilidad de error. Por otro lado, la tendencia a señalar de los testigos provoca falsas identificaciones cuando se les presenta una rueda en la que el autor de los hechos no está presente. Por estas razones, las identificaciones de los testigos que han pasado por varios procedimientos de identificación deberían ser valoradas con precaución. Asimismo, debido a la alta probabilidad de falsas identificaciones, en la medida en que no haya otras evidencias de identificación, los reconocimientos realizados por los testigos oculares no deberían ser tenidos en cuenta como prueba única.
Respecto a la valoración de la exactitud de los reconocimientos de los testigos, considerando que la evaluación de confianza no es un buen predictor de la exactitud de un reconocimento (Bothwell, Deffenbacher y Brigham, 1987), y que según diversos autores (Gardiner, 1988; Tulving, 1985) los sujetos son capaces de valorar el tipo de experiencia de recuperación, podría ser de utilidad pedir a los testigos ante una prueba de identificación en rueda que informaran sobre el tipo de experiencia de recuperación que les lleva a tomar la decisión, valorando si es por que lo recuerdan (identificación) o porque les suena (familiaridad). Las respuestas basadas en la familiaridad deberían ser descartadas por el mayor riesgo de error que implican, ya que como se ha observado incrementan las falsas identificaciones.
A lo largo de varias décadas y asociados a diferentes sistemas judiciales, se han elaborado informes que recogen recomendaciones o reglas sobre cómo realizar e interpretar adecuadamente una rueda de reconocimiento (Wells, 1988; Wagenaar, 1988). Específicamente elaboradas para el sistema judicial español podemos ver las elaboradas por Manzanero (2008) y para un breve comentario sobre las recomendaciones elaborados en Estados Unidos y Canadá, y sobre el Informe Devlin británico podemos ver el trabajo de Wells, Small, Penrod, Malpass, Fulero y Brimacombe (1998). En esta dirección y a partir de los datos aquí encontrados, como regla general podemos concluir que: a) no debería considerarse la identificación del testigo como única evidencia de culpabilidad; b) ningún testigo debería intentar identificar a un sospechoso más de una vez y c) no debería considerarse la identificación de un testigo que en algún momento ha realizado una identificación errónea.
BIBLIOGRAFÍA
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Dysart, J. E., Lindsay, R. C. L., Hammond, R., y Dupuis, P. (2001). Mugshot exposure prior to lineup identification: Interference, transference, and commitment effects. Journal of Applied Psychology, 86, 1280–1284.
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King, M. A. y Yuille, J. C. (1987). Suggestibility and the child witness. En S. Ceci, M. Toglia y D. Ross (Eds.), Children’s eyewitness memory (pp. 24-35). Nueva York: Springer Verlag.
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