Dla wygody będę posługiwał się następującymi akronimami:
EG – experimental group (grupa eksperymentalna/doświadczalna)
CG – control group (grupa kontrolna)
CCS – case-control study (badanie kliniczno-kontrolne)
Przestrogę zawartą w tytule wyartykułowano w pewnym szeroko cytowanym studium, sfinansowanym z funduszy federalnych Centrum Zwalczania i Prewencji Chorób (CDC) i wydrukowanym w roku 1993 na łamach prestiżowego periodyku “New England Journal of Medicine”. Elaborat zrobił zawrotną karierę w mediach i z marszu zyskał status naukowego bestsellera. Mowa oczywiście o publikacji autorstwa Arthura Kellermanna, dziekana Szkoły Medycznej im F. Edwarda Héberta, który wspólnie ze swoim dziewięcioosobowym zespołem wyliczył, że trzymanie broni palnej pod dachem niemal trzykrotnie zwiększa ryzyko zabójstwa jednego z lokatorów w stosunku do domostw nieuzbrojonych. W związku z tym lekarze z niezachwianą pewnością siebie zalecili:
W świetle bieżących ustaleń i ogólnych obserwacji ludzie powinni być stanowczo odwodzeni od pomysłów przechowywania broni w domach. [In the light of these observations and our present findings, people should be strongly discouraged from keeping guns in their homes.]
Rzadko w literaturze przedmiotu spotkać można tak kategoryczną puentę. Aby uwiarygodnić tezę, że broń palna to zło, Kellermann et al. sięgnęli do rezerwuaru epidemiologii analitycznej, a ściślej – po instrumenty z badań porównawczych, zwanych kliniczno-kontrolnymi (case-control studies), które były już wcześniej wielokrotnie sprawdzane na polu medycyny, umożliwiając skuteczne rozpoznanie czynników odpowiedzialnych za zmiany chorobotwórcze.
CZ. I – OBJAŚNIENIE METODYKI
Powiedzmy, że chcemy się upewnić, czy określone leki korzystnie wpływają na zażywających je pacjentów. W celu potwierdzenia zależności przyczynowej między aplikowanym lekiem a poprawą stanu zdrowia kuracjusza aranżuje się eksperyment – losowe badanie kontrolowane (randomized controlled trial, w skrócie RTC), w którym jednostki zbliżone paramentami (tryb życia, wiek, płeć) są na ślepo przydzielane do dwóch grup – grupy przyjmującej farmaceutyki (case), oraz grupy kontrolnej, która leków nie przyjmuje (control). Reguły sztuki nakazują, aby jedynym faktorem różnicującym obydwa kolektywy była obecność podawanego specyfiku. Jeżeli po zakończeniu testu wystąpi dyferencja, badacze mogą pokusić się o konkluzje, że to właśnie przebyta terapia odpowiada za wygenerowanie odmiennych rezultatów.
Co w sytuacji, gdy nie da się podręcznikowo wykonać RTC?
Przypuśćmy, że mamy zamiar się dowiedzieć, czy palenie fajek powoduje raka. Nie możemy jednak – tak jak w przypadku doświadczenia z lekarstwami – przypisać ludzi na chybił trafił do kręgu palących i niepalących. Zamiast tego musimy zderzyć ze sobą rakowców (case) i osoby bez zdiagnozowanego nowotworu (control), po czym sprawdzić, czy jaranie papierosów jest nawykiem bardziej powszechnym w gronie chorujących na raka czy w gronie pacjentów zdrowych. Z identycznego mechanizmu weryfikacji skorzystał w 1950 roku sir Richard Doll, inicjator pionierskich odkryć, uwierzytelniających hipotezę o związku między konsumowaniem produktów nikotynowych a zachorowalnością na nowotwory. Doll zestawił 1732 pacjentów cierpiących na raka płuc, żołądka oraz jelita grubego z subpopulacją bez guzów. Wkrótce po wstępnej ewaluacji wyników sam rzucił nałóg.
Zdawać by się mogło, że tożsame reguły postępowania powinny być łatwo adaptowalne na gruncie kryminologii w odniesieniu do broni palnej traktowanej jako czynnik ryzyka, zagrażający zdrowiu jej właściciela tudzież ludzi w jego najbliższym otoczeniu. Analogicznie jak to było w przykładzie z papierosami, również w eksperymencie z bronią nie można jednak wyodrębnić dowolnej zbieraniny osób, połowy z nich uzbroić, a potem rozsiąść się wygodnie za pulpitem w laboratorium i czekać na rozwój wydarzeń – trzeba ponownie wdrożyć procedury CCS, co też Kellermann i jego kadra uczynili.
Na swoją społeczność do samplowania lekarze wybrali rezydentów trzech mocno zurbanizowanych hrabstw: Shelby w Tennessee (Memphis), Cuyahoga w Ohio (z Cleveland jako centralną metropolią) i King County w stanie Waszyngton (razem z Seattle). Ponieważ eksperyment miał z konieczności charakter retrospektywny, tzn. wychodząc od skutku (morderstwo), próbował ustalić listę uwarunkowań wiodących do śmierci, następnym logicznym krokiem było zdefiniowanie grupy badanej, tj. ofiar zabójstw, które zginęły we własnych domach w latach 1987-1992. W kwerendowanym okresie w granicach trzech wspomnianych hrabstw odnotowano w sumie 1860 morderstw. Kellermann et al. wypreparowali z tej puli 444 popełnione w obrębie prywatnych posesji. Po odsianiu 19 incydentów, sklasyfikowanych jako podwójne zabójstwo z udziałem nieletnich, i 5 dalszych z powodów formalnych (zmiany w aktach zgonu) – w konsekwencji ostało się 420 ofiar (z czego 209 zastrzelonych z broni palnej), które ostatecznie włączono do finalnej publikacji i które stanowiły 94.6 proc. wszystkich zabójstw z puli początkowej.
Oto jak prezentuje się zbiorczy wykaz informacji na temat członków EG:
Faza druga: wybór grupy kontrolnej pasującej pod względem wieku, płci, rasy i miejsca zamieszkania do wyselekcjonowanej grupy zabitych. W tym celu Kellermann et al. zrealizowali serię zaplanowanych wcześniej rozmów z zaangażowaniem ankieterów. Dla CG przeprowadzono wywiady bezpośrednio z domownikami (głowa rodziny plus osoba towarzysząca). W gospodarstwach, w których dokonano morderstwa, z przyczyn oczywistych nie dało się odpytać martwych, więc w zastępstwie indagowano rodzinę lub krewnych, okupujących tę samą przestrzeń mieszkalną co ofiary (case-proxy – “proxy” znaczy tu dosłownie pełnomocnik). Aby nakłonić ludzi do dialogu, oferowano zachętę pieniężną w wysokości $10. W razie potrzeby korzystano również ze źródeł suplementarnych: raportów policyjnych, dokumentacji medycznej, przedruków z prasy papierowej i nekrologów.
Podsumowanie kwestionariusza dla 388 zweryfikowanych par z obu grup:
Mając wszystkie niezbędne dane sondażowe, nadeszła wreszcie pora na skalkulowanie (przy użyciu regresji wielokrotnej) prawdopodobieństwa wystąpienia niepożądanego zdarzenia u osób badanych w porównaniu do osób z CG. Innymi słowy, Kellermann et al., dysponując wiedzą pozyskaną z wywiadów środowiskowych, mogli w końcu ocenić, jak niezależnie od siebie zmieniały się szanse padnięcia ofiarą zabójstwa dla mieszkańców wystawionych na działanie konkretnych czynników ryzyka w opozycji do domowników, którzy wiedli domyślnie bezpieczniejszy i bardziej ustabilizowany tryb życia. Ostateczne rezultaty ich obliczeń, bazujące na 316 parach i rejestrze pięciu kluczowych faktorów, przedstawione zostały w tabeli poniżej (w prawej rubryce – korelacje w postaci “skorygowanego ilorazu szans”):
- szansa padnięcia ofiarą zabójstwa w miejscu, w którym zażywano nielegalne narkotyki (household member used illicit drugs), była 5.7x większa niż w domach wolnych od narkotyków;
- szansa padnięcia ofiarą zabójstwa wśród osób wynajmujących mieszkanie/dom (home rented) była 4.4x większa niż dla osób, które nie płaciły za wynajem;
- szansa padnięcia ofiarą zabójstwa w miejscu, w którym używano przemocy fizycznej (household member hit or hurt in a fight), była 4.4x większa niż w domach, gdzie nie stosowano przemocy;
- szansa padnięcia ofiarą zabójstwa wśród osób żyjących samotnie (live alone) była 3.7x większa niż dla osób dzielących przestrzeń mieszkalną ze współlokatorem/rodziną;
- szansa padnięcia ofiarą zabójstwa w miejscu, w którym trzymano broń palną (guns kept in the home), była 2.7x większa niż w domach bez broni;
- szansa padnięcia ofiarą zabójstwa w miejscu, w którym aresztowano w przeszłości jednego z lokatorów (household member arrested), była 2.5x większa niż w przypadku domów/mieszkań bez historii aresztowań;
CZ. II – UWAGI KRYTYCZNE
Za pomoc naukowo-dydaktyczną posłużyły mi trzy zrecenzowane artykuły polemiczne autorstwa lub współautorstwa Gary’ego Klecka, profesora kryminologii z Uniwersytetu Stanowego Florydy, oraz komentarze H. Taylora Bucknera, socjologa z Uniwersytetu Concordia, i Henry’ego E. Shaffera, doktora biomatematyki z Uniwersytetu Stanu Karolina Północna w Raleigh:
– “What Are the Risks and Benefits of Keeping a Gun in the Home?” (1998, link);
– “National Case-Control Study of Homicide Offending and Gun Ownership” (1999, link);
– “Can Owning a Gun Really Triple the Owner’s Chances of Being Murdered?” (2001, link);
– “Comments on Kellermann – Guns in the Home” (1993, link);
– “Serious Flaws in Kellermann et al.” (1993, link);
- Niedoszacowanie przestępczych koligacji po stronie ofiar
Kellermann et al. zaprzęgli do swoich analiz bogaty katalog zmiennych egzogenicznych skojarzonych z przemocą (dokładnie 15 predyktorów, patrz środkowa tabela w pierwszej części wpisu), mimo to ich jakość budzi zastrzeżenia. Wskaźnik, jaki wyszedł im z obliczeń, można śmiało zrzucić na karb wprowadzających w błąd okoliczności, które są tradycyjnie silnie skorelowane zarówno z posiadaniem broni, jak i zwiększoną częstością używania jej do celów defensywnych i ofensywnych – mowa tu o przynależności do ulicznego gangu oraz handlu prochami. Obie te sfery działalności wymagają od zaangażowanych osób prewencyjnego zaopatrzenia się broń palną i już tylko wyizolowanie w badaniu jednej z nich na tyle dramatycznie winduje ryzyko kontaktu z nadlatującą kulą, że spokojnie mogło wygenerować fałszywą zależność. Co najbardziej zdumiewa – żaden z tych dwóch kontekstów (aktywne uczestnictwo w życiu lokalnego gangu i/lub handel nielegalnymi narkotykami) nie został skontrolowany przez sygnatariuszy raportu [1].
Weźmy przykład handlarza używkami. Parający się tym procederem człowiek ma świadomość, że wykonuje zajęcie obarczone wysokim odsetkiem śmiertelności; może zginąć na rogu ulicy w zamachu zorganizowanym przez rywali z konkurencyjnego gangu, chcących przejęć jego terytorium, albo z rąk swojej klienteli, która nabrała ochoty na darmowy towar czy pieniądze z dziennego utargu. Wymienione dylematy sprawiają, że dilerzy częściej aniżeli przeciętni obywatele uzbrajają się w broń palną. Inaczej mówiąc, te same przesłanki, które powodują, że dana osoba jest bardziej zagrożona przemocą, równocześnie motywują ją do zdobycia broni. Stąd też otrzymanie pozytywnej statystycznie korelacji na linii broń palna-zabójstwo spodziewane jest nawet w sytuacji, gdyby okazało się, że jej posiadanie nie ma kauzalnego wpływu na zwiększoną szansę zgonu w skutek postrzału.
Mnogość zjawisk, o których wiadomo, że śrubują ryzyko zabójstwa, mobilizuje człowieka żyjącego w zasięgu ich oddziaływania do pozyskania broni z zamiarem ochrony. Zazwyczaj przebywanie w niebezpiecznym towarzystwie lub partycypowanie w niebezpiecznych zajęciach w sposób oczywisty potęguje ewentualność wiktymizacji, lecz równolegle stanowi także bodziec do zakupu broni palnej z myślą o jej defensywnym zastosowaniu.
[Many factors known to increase the risk of homicide victimization should also increase the likelihood that persons exposed to those factors would acquire a gun for self-protection. In general, associating with dangerous persons or engaging in dangerous activities obviously raise the risks one will become a victim of violence, but these dangers are also likely to encourage some people to adapt to them by acquiring a gun for self-defense.] (cytat pochodzi z artykułu Klecka & Hogana) [2]
- Nieodpowiedni dobór par
Poprawność konkluzji wyciągniętych z CCS zależy od precyzji, jaką włoży się w dopasowanie grupy kontrolnej. Nigel Paneth, profesor epidemiologii na Uniwersytecie Stanu Michigan, wyłożył ten imperatyw w następujący sposób (ostatni paragraf):
Trafność analiz klinicznych zdeterminowana jest uprzednią selekcją adekwatnej grupy do kontroli. (…) Powinna być ona zgodna z badanymi przypadkami we wszystkich newralgicznych aspektach z wyjątkiem interesującej nas dolegliwości. (…) Skompletowanie niewłaściwej grupy porównawczej przyczynia się zazwyczaj do błędnego wnioskowania i może potencjalnie spowodować szkody medyczne. I choć nie ma idealnego schematu postępowania, czytelnicy artykułów z przedmiotowej dziedziny muszą być wyczuleni na charakterystykę grup kontrolnych.
[The validity of case-control studies depends on selection of appropriate control groups. (…) Controls should be similar in all important respects to cases, except that they do not have the disorder in question. (…) Use of inappropriate control groups generally leads to both wrong conclusions and potential medical harm. Although no ideal control group exists, readers of case-control reports need to think carefully about the characteristics of the controls.]
Jeżeli jakaś społeczność tworzy szereg podgrup, które cechują się odmiennym trybem życia, wzorcem zachowań i kontrastującymi wskaźnikami przestępczości, to twarde reguły sztuki nakazują wybierać próbę porównawczą z bardzo podobnych rejonów co badaną subpopulację, aby zapewnić maksymalną spójność wszystkich parametrów w poszczególnych parach. Tymczasem wystarczy pobieżny rzut oka na tabelę z listą czynników behawioralnych, aby dostrzec, iż oba kolektywy u Kellermanna radykalnie się od siebie różniły pod względem nasilenia stosowania przemocy w domu i poza domem, interakcji z policją czy problemów z alkoholem i narkotykami. Istnieją zatem uzasadnione podejrzenia, że lekarze nie samplowali CG z tej samej wspólnoty sąsiedzkiej co ofiary. Prawdę powiedziawszy, nie wiemy nawet, jak daleko musieli podróżować poza wyznaczoną strefę, by zlokalizować pasującą osobę, która zgodziła się na wywiad, gdyż informacji na ten temat nie ma w ich tekście. Napomknęli tylko, że zrekrutowani respondenci CG składali się z jednostek, skojarzonych z EG pod kątem rasy, płci, wieku oraz miejsca zamieszkania. Miejsca zamieszkania w tym sensie, że szukanie kandydatów do CG zaczynało się z pominięciem jednej przecznicy (one-block avoidance zone) od gospodarstw domowych, w których odkryto zwłoki z ranami postrzałowymi.
Niewielu trzeźwo rozumujących ludzi zakwestionuje fakt, że w każdej społeczności egzystują pewne patologiczne środowiska, w których dostęp do broni palnej może doprowadzić do eskalacji przemocy. Kellermann et al. wysnuli jednak swoje wnioski bez żadnego zastrzeżenia, że mogą się one odnosić do takiej właśnie zbiorowości [3]. Eliminuje to wszelkie formalne podstawy do generalizowania i blokuje możliwość ekstrapolacji wyników na resztę mieszkańców analizowanych hrabstw, nie wspominając już o ludności w skali kraju.
- Enigmatyczne definicje przyjaciela i znajomego
Powtórna ewaluacja surowych danych wsadowych i formularzy kodujących przesłanych przez zespół Kellermanna do internetowego archiwum ICPSR (Inter-university Consortium for Political and Social Research, czyli Międzyuczelniane Konsorcjum Badań Społecznych i Politycznych) ujawniła, że z wyjściowej puli 444 zabójstw, dokonanych w granicach prywatnych posesji, 221 popełniono za pomocą broni palnej dowolnego typu. Spośród tych 221 morderstw w zaledwie 88 przypadkach (40 proc. albo ~5 proc. wszystkich zabójstw odnotowanych na obszarze trzech hrabstw w latach 1987-1992) stopień zażyłości / pokrewieństwa sprawcy z ofiarą określić można jako małżonek, kochanek (kochanka), brat, siostra, rodzic, dziecko tudzież współlokator (w tym zbiorze mieszczą się też cztery mordy z udziałem małżonków lub kochanków, sfinalizowane poza domem na terenie podwórka bądź w przylegającej zabudowie). Obserwacja ta jest o tyle doniosła, że jak przyznają sami twórcy elaboratu, niemal cała nagłośniona przez nich korelacja opiera się na powiązaniu broni palnej z zabójstwami, których dopuścili się członkowie rodzin i “przyjaciele” (z angielskiego: intimate acquaintance). Nie udało im się natomiast znaleźć statystycznego związku między bronią a morderstwami z rąk ludzi “obcych”, niezidentyfikowanych napastników oraz “znajomych” (acquaintance). Nigdy nie słyszałem, aby ktokolwiek w mediach wyłapał to nietrywialne rozgraniczenie i merytorycznie się do niego ustosunkował – zwłaszcza że terminy takie jak “przyjaciel” czy “bliski znajomy”, często używane bałamutnie przez dziennikarzy-aktywistów na opisanie emocjonalnych relacji łączących zabójcę z ofiarą, w realiach amerykańskiej przestępczości nie oznaczają wcale przyjaźni, braterstwa ani nawet prozaicznej, sąsiedzko-kumpelskiej komitywy.
Krótko: definicja “znajomego” w policyjnych/federalnych statystykach jest niesamowicie pojemna. Może obejmować koneksje “biznesowe”, finansowe i seksualne; może dotyczyć dilera i odbiorcy narkotyków, gościa i barmana, prostytutki i jej klienta, dłużnika gangu, kochanki jakiegoś ulicznego zbira albo pasażera taksówki, który zapłacił taryfiarzowi za kurs (zobacz komentarz Johna Lotta w trzeciej edycji “More Guns, Less Crime”). Wachlarz możliwych wariantów konstytuujących nić znajomości zdaje się być nieskończony i nierzadko podlega on subiektywnym kryteriom oceny ze strony policji. David M. Kennedy, profesor kryminologii z nowojorskiej Wyższej Szkoły Prawa Karnego im. Johna Jaya, dla “New York Timesa” (link) i “Los Angeles Timesa” (link):
Jest rzeczą ekstremalnie powszechną jak ten kraj długi i szeroki, że za morderstwa, w których osobą podejrzaną jest ktoś znajomy, odpowiadają tak naprawdę nie rodzice, rodzeństwo czy krewni, lecz gangsterzy i kryminaliści.
[It is extremely common around the nation to find in killings involving acquaintances that those involved are not family members but criminals or drug gang members.]
Większość debat o broni palnej całkowicie bagatelizuje sedno problemu przemocy z jej użyciem. Gangi oraz pomniejsze bandyckie grupy handlujące narkotykami popełniają w wielu miastach do 75 proc. wszystkich zabójstw, natomiast przeważająca część z reszty wędruje na konto innych notowanych kryminalistów. Zwykli obywatele, posiadający broń, nie dopuszczają się rozbojów, nie ostrzeliwują własnych dzielnic ani nie zabijają swoich żon.
[Most of the recent debate entirely missed the point about the nature of most gun violence in America. The largest share – up to three-quarters of all homicides in many cities – is driven by gangs and drug crews. Most of the remainder is also concentrated among active criminals; ordinary citizens who own guns don’t commit street robberies or shoot their neighbors and wives.]
Don B. Kates, prawnik, historyk (link):
Dane ogólnokrajowe pokazują, że proporcjonalnie najwięcej zabójstw w domach z wykorzystaniem broni dotyczy ludzi, którzy zawarli znajomość poprzez transakcje narkotykowe. (…) W rutynowe morderstwa domowe albo takie z udziałem kogoś znajomego uwikłani są członkowie gangów, osiedlowi dilerzy, ich konkurenci, względnie nabywcy towaru, wreszcie – zabójcy kobiet z długą historią agresywnych zachowań.
[National data show the largest proportion of gun murders occurring in homes involving people who became acquainted through prior illicit drug dealings. (…) Typical domestic and/or acquaintance murders involve gang members; drug dealers, their competitors, and/or customers; and men who kill women they have brutalized on prior occasions.]
Jak się rzekło kilka akapitów wyżej w podpunkcie o niedoszacowaniu przestępczej aktywności ofiar, w najlepszym razie Kellermann et al. odkryli zależność między obecnością broni palnej w mieszkaniu dystrybutora cracku/heroiny a jego zabójstwem na tle rabunkowym lub odwetowym. Niestety, nie da się tego poświadczyć ze stuprocentową pewnością, ponieważ autorzy fatalnie pominęli w regresji dwie kluczowe zmienne, które po korekcie mogłyby wyklarować wszelkie sporne kwestie.
- Skrzywione pomiary wskaźników uzbrojenia
Na temat roztrząsanego tutaj artykułu wystarczy wiedzieć jedną rzecz: cała jego misterna konstrukcja wraz z tezą, że trzymanie broni w domu znacząco zwiększa ryzyko zabójstwa, wisi na włosku pod postacią liczby 35.8 – taki bowiem odsetek ankietowanych w grupie kontrolnej przyznał się do posiadania broni palnej. Jeżeli wyszłoby na jaw, że wartość ta jest zaniżona, quasi-epidemiologiczny eksperyment Kellermanna et al. legnie w gruzach. Jego realizatorzy byli doskonale świadomi problemu (underreporting of gun ownership by control respondents could bias our estimate of risk upward), mimo to uznali, że skalkulowany przez nich wskaźnik jest “generalnie poprawny” (generally valid), powołując się na własne, zamknięte parę lat wcześniej “badanie pilotażowe” (link), przeprowadzone na niezwykle skromnej próbie miejskich gospodarstw domowych, zamieszkanych przez właścicieli zarejestrowanych (w stanowym urzędzie licencyjnym albo departamencie policji) egzemplarzy broni krótkiej (chodzi głównie o rewolwery i pistolety).
Henry E. Schaffer wychwycił arcyważny niuans à propos owej pilotażowej sondy. Zespół Kellermanna chwali się w abstrakcie, że z 35 osób, które figurowały na liście adresów, 34 potwierdziły zgodnie z prawdą, że w ich domach znajduje się (31) bądź jeszcze do niedawna znajdowała się (3) broń palna. Tylko jedna osoba kategorycznie zaprzeczyła. Proporcja ta robi wrażenie, dopóki nie umieści się jej w odpowiednim kontekście. Otóż na samym starcie animatorzy projektu dysponowali spisem 75 nazwisk, lecz na skutek rozmaitych trudności z identyfikacją adresów i zainicjowaniem ankiety, pula ta szybko skurczyła się do 55. Wśród tych 55 nieruchomości raptem 35 lokatorów zgodziło się na wywiad. Innymi słowy, ostatecznie udało się badaczom skontaktować z rezydentami 35 z 55 wytypowanych numerów (63.6 proc.), zaś z początkowego zbioru (75) zaledwie 31 domowników zdradziło, że w chwili rozmowy mieli dostęp do broni palnej (41.3 proc.). Wyniki zaprezentowane w tej formie są bez porównania mniej imponujące niż te wyeksponowane przez Kellermanna et al. Wygląda to wręcz tak, jakby lekarze z premedytacją cytowali rezultaty swojej poprzedniej pracy w sposób przekłamujący jej konkluzje.
Zadziwiająca jest również łatwość, z jaką autorzy przeszli do porządku dziennego nad faktem, że oto przepytywali właścicieli broni zarejestrowanej (czyli ludzi, którzy z samej definicji udowodnili już, że nie mają nic przeciwko, by organy monitorujące znały ich prywatny stan posiadania), a i tak nawet w tym gronie teoretycznie otwartych osób aż 11.4 proc. respondentów zanegowało, jakoby trzymali w domu uzbrojenie w momencie udzielania wywiadu. Co ciekawe, w bardzo podobnym sondażu z przełomu lat 1991-1992, nadzorowanym przez Ann P. Rafferty z Departamentu Zdrowia Publicznego w Michigan, odsetek odpowiedzi fałszywych i/lub odmownych był sporo większy (link). W świetle tych informacji ~11 proc. jawi się raczej jako wskaźnik konserwatywny i uprawnione jest twierdzenie, że oszacowania Kellermana et al. odnośnie wpływu broni palnej na domowe zabójstwa nie zdają testu odporności, tzn. są niesłychanie wrażliwe na odchylenia od założeń, przy których były uzyskane. Jak zademonstrował kryminolog Gary Kleck, ogólna nieszczerość wśród przedstawicieli obydwu grup rzędu 7.7 proc. (zakładając, że w CG byłaby ona wyższa niż w EG) automatycznie zredukowałaby statystyczną istotność sugerowanej korelacji do poziomu przyzerowego.
PODSUMOWANIE
Spopularyzowany w mediach i do dzisiaj regularnie przytaczany w rozmaitych debatach, broszurach propagandowych czy uwzględniany w metaanalizach współczynnik 2.7 jest tak mocno niestabilny, że skorygowanie go o niewielki błąd w pomiarach kompletnie eliminuje jakikolwiek związek miedzy bronią palną a rzekomo spotęgowanym ryzykiem zabójstwa. Jak trafnie zauważył profesor William R. Oliver, dyrektor Departamentu Patologii i Medycyny Laboratoryjnej na Uniwersytecie Wschodniej Karoliny:
Chociaż na polu nauk społecznych artykuł Kellermanna et al. został w większości podważony, to ujęte w nim memento ciągle jest bezrefleksyjnie reprodukowane na kartach literatury medycznej czy w opiniach pracowników instytucji zdrowotnych. W ramach przygotowań do wydania niniejszego edytoriala doraźna kwerenda zasobów sieciowych wyrzuciła ponad pięćset odnośników do tegoż tekstu. Jego miażdżąca krytyka jest po prostu ignorowana.
[While this article has largely been debunked in the social science literature, it is cited uncritically in the medical literature and by professional medical organizations wedded to this narrative. A casual Web of Science citation search in preparation of this editorial revealed 315 citations of this article, and a Google Scholar search revealed 515. The devastating criticisms of the paper are simply ignored by the medical literature.]
____________________
[1] W akapicie końcowym, wyliczającym techniczne i merytoryczne ograniczenia pracy, Kellermann et al. nie raczyli wspomnieć o tym przeoczeniu. Inni twórcy, posiłkujący się tą samą lub zbliżoną metodyką, byli bardziej transparentni i nie ukrywali przed czytelnikami deficytu danych, koniecznych do pełnej interpretacji ich manuskryptów (patrz Douglas Wiebe: cytat z tej publikacji oraz Linda Dahlberg et al.: cytat, publikacja). Jest to o tyle istotne, że niewłaściwy dobór zmiennych kontrolnych może sprawić, iż uzyskane rezultaty po korekcie będą bardziej skrzywione aniżeli rezultaty otrzymane w sytuacji braku jakichkolwiek zmiennych (cytuję: When the selected control variables are inappropriate, controlling can result in estimates that are more biased than uncontrolled estimates).
[2] Na to samo zwrócili uwagę członkowie Narodowej Rady Badań Naukowych, gdy sumowali wnioski z przeglądu literatury dot. broni i przemocy (Wellford et al. – “Firearms and Violence: A Critical Review”, s. 17):
Badania epidemiologiczne pokazują, że broń palna jest pozytywnie skojarzona z przemocą, lecz nie są w stanie rozstrzygnąć, czy ów związek ma charakter przyczynowy. (…) Niemożność ustalenia kierunku wynikania bierze się stąd, że akt posiadania broni nie jest zjawiskiem losowym ani decyzją podejmowaną przypadkowo. (…) Ofiary zabójstw mogą posiadać broń właśnie dlatego, że ich życiu zagraża niebezpieczeństwo.
[Case control studies show that violence is positively associated with firearms ownership, but they have not determined whether these associations reflect casual mechanisms. (…) These studies fail to address the primary inferential problems that arise because ownership is not a random decision. (…) Homicide victims may possess firearms precisely because they are likely to be victimized.]
[3] Niedopasowanie CG grozi wpadnięciem w tzw. pułapkę agregacji (aggregation bias), prowadzącą w linii prostej do błędu ekologicznego (ecological fallacy), czyli sytuacji, w której badacz dokonuje syntezy niejednorodnych grup społecznych o różnej ekspozycji na ryzyko (dane zagregowane), a następnie wnioski z takiej uogólnionej syntezy przenosi w sposób nieuzasadniony na wszystkich ludzi tworzących tę populację.