基于6種不同行走狀態(tài)下步幅特征對(duì)3種體態(tài)特征推定的研究

史洪飛，魏曉輝，蔣 敬，徐伯芃

(1.南京森林警察學(xué)院,江蘇南京 210023；2.國(guó)家林業(yè)局森林公安司法鑒定中心，江蘇南京 210023；3.長(zhǎng)江航運(yùn)公安局安慶分局刑偵支隊(duì)，安徽安慶 246000)

0 引言

足跡學(xué)作為痕跡學(xué)中一個(gè)有影響力的分支，是在國(guó)家法律機(jī)構(gòu)與社會(huì)犯罪行為作斗爭(zhēng)的過(guò)程中，為了提供有關(guān)證據(jù)的需要而產(chǎn)生的[1]。在犯罪案件現(xiàn)場(chǎng)，只要有作案人在現(xiàn)場(chǎng)活動(dòng)，就有可能留下足跡。雖然與手印、DNA檢材相比，足跡的提取率較低，但也達(dá)到了35%[2]。由于人們?cè)诔砷L(zhǎng)的過(guò)程中受到不同因素的長(zhǎng)期影響，使每個(gè)人在一定時(shí)期內(nèi)形成相對(duì)穩(wěn)定、不易改變、特征明顯的獨(dú)特的足跡步幅特征，并且在不同的行走狀態(tài)下，個(gè)人的足跡步幅特征也存在一定的差異，因此對(duì)現(xiàn)場(chǎng)遺留的足跡進(jìn)行分析，可以推斷犯罪嫌疑人的生理活動(dòng)特點(diǎn)，鎖定犯罪嫌疑人，為偵查破案提供線索。

目前，足跡檢驗(yàn)技術(shù)在原有的形象檢驗(yàn)、步法檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，發(fā)展了鞋底磨損檢驗(yàn)、足跡動(dòng)力形態(tài)檢驗(yàn)，并向足跡定量化檢驗(yàn)等新領(lǐng)域進(jìn)行研究，從基礎(chǔ)理論到檢驗(yàn)方法均已形成自己的特色，無(wú)論是檢驗(yàn)對(duì)象、內(nèi)容、方法與手段等都有了很大的發(fā)展與進(jìn)步[3]。然而，國(guó)內(nèi)、外關(guān)于足跡的研究主要集中在足跡的形態(tài)特征，對(duì)足跡步幅特征的研究存在一定的局限性。計(jì)算機(jī)技術(shù)的應(yīng)用、統(tǒng)計(jì)學(xué)理論的發(fā)展標(biāo)志著足跡檢驗(yàn)技術(shù)已經(jīng)開(kāi)始從以個(gè)人經(jīng)驗(yàn)為主觀依據(jù)階段向以?xún)x器設(shè)備檢驗(yàn)為客觀依據(jù)的定量化檢驗(yàn)階段發(fā)展，將統(tǒng)計(jì)學(xué)與足跡學(xué)相結(jié)合，使足跡檢驗(yàn)技術(shù)在偵查破案中[4]發(fā)揮更大作用。

本文運(yùn)用SPSS數(shù)據(jù)分析軟件中的Pearson相關(guān)分析和線性回歸分析對(duì)步幅特征參數(shù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析，總結(jié)6種行走狀態(tài)下的赤足足跡之間的步幅特征關(guān)系[5]，根據(jù)步幅特征參數(shù)的相關(guān)性和線性回歸方程，推斷犯罪嫌疑人遺留下來(lái)的在6種行走狀態(tài)下赤足足跡是否為偽裝足跡[6]；推斷遺留足跡的犯罪嫌疑人的3種體態(tài)特征，鎖定犯罪嫌疑人，為訴訟提供證據(jù)[7]。

1 實(shí)驗(yàn)方法

1.1 實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)收集方法

(1)實(shí)驗(yàn)開(kāi)始時(shí)先對(duì)每一位受試者，測(cè)量其身高、體重，再通過(guò)肥胖指數(shù)公式(肥胖指數(shù)=體重÷身高2)計(jì)算出肥胖指數(shù)；

(2)在海綿上涂抹油墨。將沾有油墨的油墨磙，從海綿的一端勻速地推向另一端，反復(fù)多次，使海綿上油墨分布均勻；

(3)鋪開(kāi)工程復(fù)印紙(長(zhǎng)15 m)，將實(shí)驗(yàn)對(duì)象的姓名、性別、身高、體重記錄在工程復(fù)印紙上；

(4)捺印赤足平面-成趟足跡。首先赤腳立正站在海綿上，使左右兩只腳底面均勻地沾附上油墨，同時(shí)注意足尖和足跟捺印完整，要求實(shí)驗(yàn)對(duì)象站立在工程復(fù)印紙上收集赤足足跡后，再要求實(shí)驗(yàn)對(duì)象依次按照正常行走、快速正常行走、快速大步行走、快速小步行走、慢速正常行走和倒退行走，從白紙的一側(cè)向另一側(cè)行走[8]；

(5)分別量取實(shí)驗(yàn)對(duì)象在正常行走、快速正常行走、快速大步行走、快速小步行走、慢速正常行走和倒退行走狀態(tài)下赤足成趟足跡的左步長(zhǎng)、右步長(zhǎng)、左步寬、右步寬、左步角、右步角并記錄；

(6)設(shè)身高：H，單位：m；體重：W，單位：kg；肥胖指數(shù)：BMI，單位：kg/m2；左步長(zhǎng)：Lp，單位：cm；右步長(zhǎng)：Rp，單位：cm；左步寬：Lw，單位：cm；右步寬：Rw，單位：cm；左步角：La，單位：°；右步角：Ra，單位：°。

1.2 步幅特征參數(shù)測(cè)量方法

統(tǒng)一測(cè)量方法，測(cè)量實(shí)驗(yàn)對(duì)象在正常行走與快速正常行走狀態(tài)下赤足成趟足跡的左步長(zhǎng)、右步長(zhǎng)、左步寬、右步寬、左步角、右步角，并記錄。對(duì)左步長(zhǎng)、右步長(zhǎng)、左步寬、右步寬、左步角、右步角各測(cè)量5組數(shù)據(jù)，取平均值[9]。

(1)步行線的確定

選取同一只腳兩個(gè)相鄰的足跡內(nèi)邊緣的點(diǎn)，連線，作為步行線；

(2)足跡中心線的確定

連接足跡后跟中心點(diǎn)與足跡第二枚腳趾中心點(diǎn)，作為足跡中心線；

(3)步長(zhǎng)的測(cè)量

從左足跡后跟邊緣作左步行線的垂線，從相鄰右足跡后跟邊緣作左步行線的垂線，兩條步行線垂線之間的距離為左步長(zhǎng)；從右足跡后跟邊緣作右步行線的垂線，從相鄰左足跡后跟邊緣作右步行線的垂線，兩條步行線垂線之間的距離為右步長(zhǎng)；

(4)步寬的測(cè)量

左足跡腳后跟內(nèi)側(cè)最凸點(diǎn)到右步行線的距離為左步寬；右足跡后腳跟內(nèi)側(cè)最凸點(diǎn)到左步行線的距離為右步寬；

(5)步角的測(cè)量

左足跡中心線與左步行線相交所形成的角為左步角；右足跡中心線與右步行線相交所形成的角為右步角。

1.3 實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)分析方法

(1)相關(guān)分析

(2)線性回歸分析

線性回歸是確定兩種或兩種以上的變量間線性關(guān)系的一種分析方法[11]。在回歸分析中，如果只包含一個(gè)自變量與一個(gè)因變量，二者的關(guān)系可用一條直線表示，則稱(chēng)為一元線性回歸分析；如果包含兩個(gè)以上的自變量，而且因變量和自變量間是線性關(guān)系，則稱(chēng)為多元線性回歸分析。本文采用多元線性回歸分析，利用SPSS確定身高、體重與6種行走狀態(tài)下的步幅特征之間的線性關(guān)系。

2 實(shí)驗(yàn)結(jié)果與分析

2.1 實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)

實(shí)驗(yàn)選取138名19～23歲成年人作為實(shí)驗(yàn)對(duì)象，其中男性108名，女性30名。對(duì)正常行走、快速正常、快速大步、快速小步、慢速正常、倒退6種行走狀態(tài)下赤足足跡的左、右步長(zhǎng)，左、右步寬，左、右步角等步幅特征參數(shù)進(jìn)行測(cè)量，每種行走狀態(tài)下的數(shù)據(jù)取行走過(guò)程的中間部分，并分別測(cè)量3次取平均值。

2.2 正常行走狀態(tài)下步幅特征與3種體態(tài)特征的相關(guān)性分析及線性回歸分析

2.2.1 正常行走狀態(tài)下步幅特征與3種體態(tài)特征的相關(guān)性分析

根據(jù)表1，正常行走狀態(tài)下赤足成趟足跡的左步長(zhǎng)與體重呈正弱相關(guān)關(guān)系，r=0.249；左步長(zhǎng)與身高呈正中等程度相關(guān)關(guān)系，r=0.492；右步長(zhǎng)與體重呈正極弱相關(guān)關(guān)系，r=0.186；右步長(zhǎng)與身高呈正弱相關(guān)關(guān)系，r=0.394；左步寬與體重呈正弱相關(guān)關(guān)系，r=0.268；左步寬與身高呈正極弱相關(guān)關(guān)系，r=0.185；左步寬與肥胖指數(shù)呈正弱相關(guān)關(guān)系，r=0.253；右步寬與體重呈正弱相關(guān)關(guān)系，r=0.244；右步寬與肥胖指數(shù)呈正弱相關(guān)關(guān)系，r=0.241；左步角與身高呈正極弱相關(guān)關(guān)系，r=0.220；右步角與身高呈正極弱相關(guān)關(guān)系，r=0.242。

所以身高的綜合相關(guān)系數(shù)r綜=0.751,為強(qiáng)相關(guān)；體重的綜合相關(guān)系數(shù)r綜=0.492，肥胖指數(shù)的綜合相關(guān)系數(shù)為r綜=0.367。

2.2.2 正常行走狀態(tài)下步幅特征與3種體態(tài)特征的線性回歸分析

(1)正常行走狀態(tài)下步幅特征與身高線性回歸分析

據(jù)表2，所有6個(gè)變量均進(jìn)入模型，說(shuō)明解釋變量都是顯著并且是有解釋力的。

據(jù)表3，模型擬合優(yōu)度系數(shù)為0.568，反映了因變量與自變量之間具有中度顯著的線性關(guān)系，模型標(biāo)準(zhǔn)估計(jì)誤差為0.056。

據(jù)表4，模型的設(shè)定檢驗(yàn)F統(tǒng)計(jì)量的值為10.396，顯著性水平Sig值幾乎為零，因變量與自變量之間的線性關(guān)系明顯。

表1 體重、身高、肥胖指數(shù)與正常行走狀態(tài)赤足成趟足跡各參數(shù)間的相關(guān)性數(shù)據(jù)表

表2 輸入/移去的變量b

表3 模型匯總b

表4 方差分析表b

據(jù)表5、6，變量Rp、Rw、Ra的顯著性檢驗(yàn)的t值較小，未能通過(guò)變量的顯著性檢驗(yàn)，未達(dá)到顯著性水平，因此將3個(gè)變量排除。所以正常行走狀態(tài)下步幅特征與身高之間的線性關(guān)系如下：

H=1.379+0.005×Lp+0.002×La+0.005×Lw

回歸方程建立后，正常行走狀態(tài)下觀測(cè)的(實(shí)際測(cè)量的)累積概率(橫坐標(biāo))與期望的(根據(jù)回歸方程計(jì)算的)累積概率(縱坐標(biāo))的正態(tài)概率圖如圖1所示。

(2)正常行走狀態(tài)下步幅特征與體重線性回歸分析

參照(1)可得出正常行走狀態(tài)下步幅特征與體重之間的線性關(guān)系如下：

W=37.280+0.355×Lp+1.021×Lw

表5 相關(guān)性系數(shù)a

(3)正常行走狀態(tài)下步幅特征與肥胖指數(shù)線性回歸分析

參照(1)可得出正常行走狀態(tài)下步幅特征與肥胖指數(shù)之間的線性關(guān)系如下：

BMI=21.235+0.143×Rw

表6 已排除的變量d

圖1 正常行走狀態(tài)下步幅特征與身高的正態(tài)概率圖

2.3 快速正常行走狀態(tài)下步幅特征與3種體態(tài)特征的相關(guān)性分析及線性回歸分析

2.3.1 快速正常行走狀態(tài)下步幅特征與3種體態(tài)特征的相關(guān)性分析

快速正常行走狀態(tài)下赤足成趟足跡的左步長(zhǎng)與體重呈正弱相關(guān)關(guān)系，r=0.243；左步長(zhǎng)與身高呈正中等程度相關(guān)關(guān)系，r=0.475；右步長(zhǎng)與體重呈正弱相關(guān)關(guān)系，r=0.213；右步長(zhǎng)與身高呈正中等程度相關(guān)關(guān)系，r=0.437；左步寬與體重呈正弱相關(guān)關(guān)系，r=0.207；左步寬與肥胖指數(shù)呈正弱相關(guān)關(guān)系，r=0.183；右步寬與體重呈正極弱相關(guān)關(guān)系，r=0.174；右步寬與肥胖指數(shù)呈正極弱相關(guān)關(guān)系，r=0.189。

所以身高的綜合相關(guān)系數(shù)r綜=0.696,為強(qiáng)相關(guān)；體重的綜合相關(guān)系數(shù)r綜=0.425，為中度相關(guān)；肥胖指數(shù)的綜合相關(guān)系數(shù)r綜=0.272，為弱相關(guān)。

2.3.2 快速正常行走狀態(tài)下步幅特征與3種體態(tài)特征的線性回歸分析

參照(1)可得出快速正常行走狀態(tài)下步幅特征與身高之間的線性關(guān)系為：

H=1.430+0.004×Lp+0.001×La+0.009×Lw-0.006×Rw

快速正常行走狀態(tài)下步幅特征與體重之間的線性關(guān)系為：

W=42.192+0.301×Lp+0.536×Lw

所以快速正常行走狀態(tài)下步幅特征與肥胖指數(shù)之間的線性關(guān)系為：

BMI=20.449+0.078×Ra+0.193×Lw

2.4 快速大步行走狀態(tài)下步幅特征與3種體態(tài)特征的相關(guān)性分析及線性回歸分析

2.4.1 快速大步行走狀態(tài)下步幅特征與3種體態(tài)特征的相關(guān)性分析

快速大步行走狀態(tài)下赤足成趟足跡的左步長(zhǎng)與體重呈正弱相關(guān)關(guān)系，r=0.326；左步長(zhǎng)與身高呈正中等程度相關(guān)關(guān)系，r=0.462；右步長(zhǎng)與體重呈正弱相關(guān)關(guān)系，r=0.213；右步長(zhǎng)與身高呈正中等程度相關(guān)關(guān)系，r=0.401；右步角與體重呈正弱相關(guān)關(guān)系，r=0.232。

所以身高的綜合相關(guān)系數(shù)r綜=0.695,為強(qiáng)相關(guān)；體重的綜合相關(guān)系數(shù)r綜=0.534，為中度相關(guān)；肥胖指數(shù)的綜合相關(guān)系數(shù)r綜=0.318，為弱相關(guān)。

2.4.2 快速大步行走狀態(tài)下步幅特征與3種體態(tài)特征的線性回歸分析

參照(1)可得出快速大步行走狀態(tài)下步幅特征與身高之間的線性關(guān)系為：

H=137.175+0.388×Lp+0.162×Ra+0.505×Rw

快速大步行走狀態(tài)下步幅特征與體重之間的線性關(guān)系為：

W=27.183+0.418×Lp+0.693×Rw

快速大步行走狀態(tài)下步幅特征與肥胖指數(shù)之間的線性關(guān)系為：

BMI=21.580+0.103×Rw

2.5 快速小步行走狀態(tài)下步幅特征與3種體態(tài)特征的相關(guān)性分析及線性回歸分析

2.5.1 快速小步行走狀態(tài)下步幅特征與3種體態(tài)特征的相關(guān)性分析

快速小步行走狀態(tài)下赤足成趟足跡的左步長(zhǎng)與身高呈正弱相關(guān)關(guān)系，r=0.327；右步長(zhǎng)與身高呈正弱等程度相關(guān)關(guān)系，r=0.306；左步角與身高呈正弱相關(guān)關(guān)系，r=0.295；右步角與身高呈正弱等程度相關(guān)關(guān)系，r=0.226；左步角與體重呈正弱相關(guān)關(guān)系，r=0.223。

所以身高的綜合相關(guān)系數(shù)r綜=0.643,為強(qiáng)相關(guān)；體重的綜合相關(guān)系數(shù)r綜=0.493，為中度相關(guān)；肥胖指數(shù)的綜合相關(guān)系數(shù)為r綜=0.383，為弱相關(guān)。

2.5.2 快速小步步行走狀態(tài)下步幅特征與3種體態(tài)特征的線性回歸分析

參照(1)可得出快速小步行走狀態(tài)下步幅特征與身高之間的線性關(guān)系

H=1.500+0.003×Lp+0.003×La+0.006×Lw

快速小步行走狀態(tài)下步幅特征與體重之間的線性關(guān)系

W=43.066+0.234×Lp+0.433×Ra+1.041×Lw

快速小步行走狀態(tài)下步幅特征與肥胖指數(shù)之間的線性關(guān)系

BMI=22.391+0.093×Lp-0.104×Rp+0.096×Rw

2.6 慢速正常行走狀態(tài)下步幅特征與3種體態(tài)特征的相關(guān)性分析及線性回歸分析

2.6.1 慢速正常行走狀態(tài)下步幅特征與3種體態(tài)特征的相關(guān)性分析

慢速正常行走狀態(tài)下赤足成趟足跡的左步長(zhǎng)與身高呈正弱相關(guān)關(guān)系，r=0.303；右步長(zhǎng)與身高呈正弱等程度相關(guān)關(guān)系，r=0.246。

所以身高的綜合相關(guān)系數(shù)r綜=0.476,為中度相關(guān)；體重的綜合相關(guān)系數(shù)r綜=0.318，為弱相關(guān)；肥胖指數(shù)的綜合相關(guān)系數(shù)r綜=0.268，為弱相關(guān)。

2.6.2 慢速正常步行走狀態(tài)下步幅特征與3種體態(tài)特征的線性回歸分析

參照(1)可得出慢速正常行走狀態(tài)下步幅特征與身高之間的線性關(guān)系為：

H=1.543+0.002×Lp+0.003×La+0.003×Lw

慢速正常行走狀態(tài)下步幅特征與體重之間的線性關(guān)系為：

W=54.79+0.557×Lp-0.401×Rp+0.503×Lw

慢速正常行走狀態(tài)下步幅特征與肥胖指數(shù)之間的線性關(guān)系為：

BMI=21.042+0.218×Lw

2.7 倒退行走狀態(tài)下步幅特征與3種體態(tài)特征的相關(guān)性分析及線性回歸分析

2.7.1 倒退行走狀態(tài)下步幅特征與3種體態(tài)特征的相關(guān)性分析

在倒退行走狀態(tài)下，身高與赤足足跡的左步長(zhǎng)、右步長(zhǎng)呈正相關(guān)關(guān)系，相關(guān)系數(shù)分別為r=0.269弱相關(guān)和r=0.331弱相關(guān)；在倒退行走狀態(tài)下，體重與赤足足跡的右步長(zhǎng)呈正相關(guān)關(guān)系，相關(guān)系數(shù)為r=0.233弱相關(guān)；個(gè)人在倒退行走狀態(tài)下，肥胖指數(shù)與赤足足跡的左步寬、右步寬呈正相關(guān)關(guān)系，相關(guān)系數(shù)分別為r=0.220弱相關(guān)和r=0.193極弱相關(guān)。

所以身高的綜合相關(guān)系數(shù)r綜=0.476,為中度相關(guān)；體重的綜合相關(guān)系數(shù)r綜=0.425，為中度相關(guān)；肥胖指數(shù)的綜合相關(guān)系數(shù)r綜=0.329，為中度相關(guān)。

2.7.2 倒退行走狀態(tài)下步幅特征與3種體態(tài)特征的線性回歸分析

參照(1)可得出倒退行走狀態(tài)下步幅特征與身高之間的線性關(guān)系為：

H=1.598+0.003×Rp+0.001×La

倒退行走狀態(tài)下步幅特征與體重之間的線性關(guān)系為：

W=52.205+0.257×Lp+0.322×Lw

倒退行走狀態(tài)下步幅特征與肥胖指數(shù)之間的線性關(guān)系為：

BMI=21.379+0.093×Lw

2.8 6種行走狀態(tài)下步幅特征與3種體態(tài)特征的綜合相關(guān)性研究

表中身高、體重、肥胖系數(shù)和之前的不一致，之前為H、W、BMI。

根據(jù)表7，計(jì)算出平均綜合相關(guān)性，身高平均綜合相關(guān)系數(shù)為R=0.623，具有強(qiáng)相關(guān)性；體重平均綜合相關(guān)系數(shù)為R=0.448，具有中度相關(guān)性；肥胖指數(shù)平均綜合相關(guān)系數(shù)為R=0.323，具有弱相關(guān)性。

表7 綜合相關(guān)數(shù)據(jù)表

2.9 步幅特征與3種體態(tài)特征線性關(guān)系的推導(dǎo)

步幅特征與身高的線性關(guān)系

快速大步行走狀態(tài)下：

H=1.372+0.004×Lp+0.002×Ra+0.005×Rw

①

快速小步行走狀態(tài)下：

H=1.500+0.003×Lp+0.003×La+0.006×Lw

②

快速正常行走狀態(tài)下：

H=1.430+0.004×Lp+0.001×La+
0.009×Lw-0.006×Rw

③

慢速正常行走狀態(tài)下：

H=1.543+0.002×Lp+0.003×La+0.003×Lw

④

正常行走狀態(tài)下：

H=1.379+0.005×Lp+0.002×La+0.005×Lw

⑤

倒行狀態(tài)下：

H=1.598+0.003×Rp+0.001×La

⑥

式②-式③得到：

0=0.070-0.001×Lp+0.002×La-0.003×Lw+0.006×Rw

⑦

式④-式⑤得到：

0=0.160-0.002×Lp+0.009×La-0.002×Lw

⑧

式⑦-式⑧得到：

0=-0.090+0.001×Lp+0.001×La+
0.001×Lw+0.006×Rw

⑨

式①+式⑥得到：

H=1.485+0.002×Lp+0.001×Rp+
0.001×La+0.001×Ra+0.002×Rw

⑩

H=1.579+0.001×Lp+0.001×Rp+
0.001×Ra+0.001×Lw-0.004×Rw

同理可推算出：

W=23.058+0.478×Lp-0.272 5×Rp-1.249×Lw+0.346 5×Rw
BMI=23.787+0.093×Lp-0.104×Rp-0.364 5×Lw+0.270 5×Rw-0.078×Ra

3 步幅特征與3種體態(tài)特征的綜合相關(guān)性線性關(guān)系的實(shí)踐驗(yàn)證

3.1 平均綜合相關(guān)性實(shí)踐驗(yàn)證

另取15人，測(cè)量并匯總其體態(tài)特征及在6種行走狀態(tài)下的步幅特征，利用SPSS得出相關(guān)性數(shù)據(jù)驗(yàn)證結(jié)果，如表8所示。

表8 體重、身高、肥胖指數(shù)與快速小步行走狀態(tài)赤足成趟足跡各參數(shù)間的相關(guān)性數(shù)據(jù)表

根據(jù)表8可得身高的綜合相關(guān)系數(shù)r綜=0.643,為強(qiáng)相關(guān)；體重的綜合相關(guān)系數(shù)r綜=0.493，為中度相關(guān)；肥胖指數(shù)的綜合相關(guān)系數(shù)為r綜=0.383，為弱相關(guān)。與平均綜合相關(guān)性偏差較小，故平均綜合相關(guān)性可采信。

3.2 步幅特征與3種體態(tài)特征線性關(guān)系的實(shí)踐驗(yàn)證

偏差率公式為

身高根據(jù)總公式利用步幅特征計(jì)算的身高與實(shí)際的身高的偏差率為0.64%，體重根據(jù)總公式利用步幅特征計(jì)算的體重與實(shí)際體重的偏差率為1.26%，肥胖指數(shù)根據(jù)總公式利用步幅特征計(jì)算的肥胖指數(shù)與實(shí)際的肥胖指數(shù)偏差率為1.50%。

4 討論

(1)統(tǒng)計(jì)學(xué)理論的應(yīng)用需要結(jié)合大量的實(shí)驗(yàn)樣本，在本實(shí)驗(yàn)中樣本的選取均來(lái)自于南京森林警察學(xué)院的學(xué)生，實(shí)驗(yàn)樣本有限且男性與女性數(shù)量差距大，存在一定的局限性，得出的實(shí)驗(yàn)結(jié)果也具有一定的片面性。因此，需要進(jìn)一步進(jìn)行大量的樣本試驗(yàn)，完善的實(shí)驗(yàn)結(jié)果。

表9 抽取驗(yàn)證數(shù)據(jù)表

表10 身高總公式驗(yàn)證表

(2)在計(jì)算綜合相關(guān)性時(shí)利用到歐式距離分析法，但是由于技術(shù)手段等原因，未能計(jì)算其矢量性。

(3)在實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)測(cè)量中，由于器材的選取不夠精確，導(dǎo)致測(cè)量的數(shù)據(jù)存在誤差，從而影響到實(shí)驗(yàn)結(jié)果。因此，實(shí)驗(yàn)器材對(duì)實(shí)驗(yàn)結(jié)果的影響有待于進(jìn)一步研究。

身高根據(jù)總公式利用步幅特征計(jì)算的身高與實(shí)際的身高的偏差率為0.64%，體重根據(jù)總公式利用步幅特征計(jì)算的體重與實(shí)際體重的偏差率為1.26%，肥胖指數(shù)根據(jù)總公式利用步幅特征計(jì)算的肥胖指數(shù)與實(shí)際的肥胖指數(shù)偏差率為1.50%。

表11 體重總公式驗(yàn)證表

表12 肥胖指數(shù)總公式驗(yàn)證表

5 結(jié)語(yǔ)

本文綜合考慮了6種行走狀態(tài)下的步幅的數(shù)量特征與身高、體重和肥胖指數(shù)的相關(guān)關(guān)系及線性關(guān)系，并結(jié)合距離分析提出了綜合相關(guān)性的檢驗(yàn)問(wèn)題，在數(shù)據(jù)分析的基礎(chǔ)上建立了基于步幅特征推斷身高、體重和肥胖指數(shù)的公式，并對(duì)各公式進(jìn)行了實(shí)際驗(yàn)證；利用推導(dǎo)出的公式可較為準(zhǔn)確的推斷人的身高、體重和肥胖指數(shù)，推進(jìn)了足跡步幅特征檢驗(yàn)的量化研究，為后續(xù)足跡檢驗(yàn)?zāi)酥梁圹E檢驗(yàn)的量化研究提供了借鑒，推進(jìn)了痕跡檢驗(yàn)的量化研究。實(shí)踐案件中，步幅特征的研究及實(shí)踐應(yīng)用，計(jì)算機(jī)及大數(shù)據(jù)的應(yīng)用將進(jìn)一步推進(jìn)足跡步幅特征的研究。