Коды ошибок висман: Неисправности и коды ошибок котлов Viessmann

Информация об авторе Примечания к статье Информация об авторских правах и лицензии Отказ от ответственности

Заявление о доступности данных

Висман и Шрира (2020) представили три исследования, на основании которых они пришли к выводу, что мужчины могут обнаруживать обонятельные сигналы женского сексуального возбуждения. Впоследствии, внимательно изучив представленную статистику, Сакалук (2020) обнаружил несколько очевидных статистических ошибок и невероятных выводов, которые заставили его «критически и в конечном итоге цинично относиться к эффектам, описанным авторами» (Сакалук, 2020, стр. 2743). Мы в основном согласны с критикой Сакалука. Самое главное, мы согласны с тем, что если статистика Висмана и Шриры не была внутренне непротиворечивой, то мы не можем делать уверенные заявления, основанные на доказательствах, представленных в статье. Мы также согласны с тем, что даже если статистика была внутренне непротиворечивой, совокупность других критических анализов все равно обескураживала.

Однако наше согласие с критикой Сакалука (2020) не является искренним. Мы считаем, что некоторые из «эвристических тестов доказательной ценности» нацелены на особенности исследований, которые мы не считаем проблематичными по своей сути. А именно, используя терминологию Сакалука, у нас есть опасения по поводу выводов, сделанных на основе «теста на внутриглазную травму размеров выборки» и «теста на внутриглазную травму правдоподобия размера эффекта». Короче говоря, Сакалук утверждал, что размеры выборки Висмана и Шриры (2020) были настолько вопиюще малы, а размеры эффекта настолько вопиюще велики, что читатели могли (или должны) с подозрением относиться к достоверности результатов.

Мы обеспокоены тем, что читатели могут сделать вывод, что эти эвристики всегда подходят для критики доказательств, представленных в рамках исследования. Эвристики полезны, но они могут быть тупыми. Как говорится, дьявол кроется в деталях. Наша цель состоит в том, чтобы разъяснить детали, которые, по нашему мнению, были упущены. Мы надеемся, что наше обсуждение предоставит читателям дополнительный контекст для оценки того, насколько уместной была критика Сакалука (2020), и позволит читателям более точно применять эти эвристики при оценке исследований и планировании своих собственных исследований.

У нас есть три пункта, на которые мы хотим обратить внимание:

1. Небольшие размеры выборки не могут быть использованы ipso facto для утверждения, что статистический тест недостаточно информативен;

2. Существует несколько способов вычисления величины эффекта, и эти различные способы могут не позволить провести прямое сравнение яблок с яблоками с помощью эвристически полезных эталонных показателей; и

3. Величина эффекта для явления, наблюдаемого в искусственных лабораторных условиях, вряд ли представляет величину эффекта для того же теоретического явления в «реальном мире», и это отсутствие обобщаемости не умаляет ценность лабораторного исследования.

Висман и Шрира (2020) сообщили о трех исследованиях с выборками из 24, 32 и 35 студентов мужского пола. На первый взгляд, это не впечатляющие большие образцы. Тем не менее, в каждом тесте фокальной гипотезы одни и те же мужские оценки образцов пота от сексуально возбужденных женщин-доноров сравнивались с их оценками образцов пота от несексуально возбужденных женщин-доноров. Как признал Сакалук (2020), этот план повторных измерений теоретически повысит статистическую мощность, хотя, как также отметил Сакалук, потому что Висман и Шрира не представили корреляцию между повторными измерениями или внутриклассовую корреляцию из рейтингов. которые были усреднены вместе, мы не можем рассчитать, до какой степени статистическая мощность фактически увеличилась. Тем не менее, вывод из критики заключается в том, что данные Висмана и Шриры были недостаточны, поскольку маловероятно, что такие небольшие выборки неоднократно давали бы статистически значимые результаты (см. также Button et al. , 2013; Fraley & Vazire, 2014).

Несмотря на то, что формулировка Sakaluk (2020) осторожна, мы обеспокоены тем, что некоторые читатели могут сделать вывод, что «небольшой размер выборки» взаимозаменяем с «низкой статистической мощностью». Это было бы особенно досадным неправильным толкованием, потому что большие выборки чрезвычайно трудно регулярно и по доступной цене собирать в некоторых областях секс-исследований. Например, Singer, Crooks, Johnson, Lutnick и Matthews (2020) опросили 21 работника секс-бизнеса об их опыте во время пандемии COVID-19, а Rieger, Watts-Overall, Holmes и Gruia (2020) оценили видеозаписи 33 наборов взрослых однояйцевых близнецов при расследовании конкордантности сексуальной ориентации и гендерного несоответствия. Читатели, которые делают вывод, что небольшие выборки по своей природе недостаточны, могут быть обескуражены проведением таких исследований, где большие выборки были бы непозволительно высокими.

Мы согласны с духом критики Сакалука (2020); желательна высокая статистическая мощность. И когда в статье недостаточно информации для расчета точной статистической мощности, читатели могут проверить размер выборки только как приблизительное предположение. Но очень важно, чтобы исследователи разумно использовали эвристику размера выборки. Мы должны вызывать исследования с низкой статистической мощностью, а не исследования с небольшими выборками.

Wisman and Shrira (2020) провели мини-метаанализ трех своих исследований. Как описано в их статье, Висман и Шрира сначала преобразовали размер эффекта эта-квадрат из повторных измерений ANOVA каждого исследования в 9Размер эффекта 0039 d , который они затем преобразовали в размер эффекта r для своего метаанализа. ¹

Сосредоточение внимания на размерах эффектов d является иллюстративным, поэтому мы сосредоточимся на них для нашего обсуждения. Величина эффекта d , указанная в Wisman and Shrira (2020), представляет собой разницу между оценками мужчинами запахов сексуально возбужденных и несексуально возбужденных женщин (т. -пробы с сексуальным возбуждением) в единицах стандартных отклонений. К сожалению, Висман и Шрира не описали, какие стандартные отклонения использовались для вычисления их d размеры эффекта, что затрудняет интерпретацию и оценку того, были ли эффекты неправдоподобно большими.

Однако, прежде чем мы поговорим о величине размеров эффекта, мы хотим указать на то, что мы считаем ошибкой. Из того, что мы можем собрать, Висман и Шрира (2020) неправильно рассчитали свои размеры эффекта d из их сообщенных размеров эффекта η ² . Мы считаем, что они использовали следующую формулу для преобразования η ² в d :

d≈2η21-η2

Применение размеров эффекта η ² из Wisman and Shrira (2020) к этой формуле дает величины эффекта d 1,19, 0,77 и 0,70 для их исследований 1, 2 и 3, соответственно. Это почти идентично их заявленным размерам эффекта 1,18, 0,77 и 0,70 для тех же исследований. Однако эта формула преобразования действительна только для планов между участниками (например, Brysbaert, 2019). В планах с повторными измерениями, таких как те, которые использовали Висман и Шрира, умножение на 2 неуместно, потому что повторные наблюдения, предоставленные участниками, не являются независимыми. Правильное преобразование для планов с повторными измерениями осуществляется по следующей формуле:

d≈η21-η2

Применение размеров эффекта η ² из Wisman and Shrira (2020) к этой (правильной) формуле дает d величины эффекта 0,59, 0,39 и 0,35 для их исследования 1, 2, и 3 соответственно. ² Эти величины эффекта d представляют средние различия в единицах стандартного отклонения оценок различий. ³ Таким образом, мы полагаем, что Висман и Шрира переоценили свои величины эффекта d на величину 2. Как видно, эти пересчитанные величины эффекта являются более скромными по величине.

Эти ошибки преобразования важны, но не касаются нашей основной цели; а именно, существует несколько способов вычисления стандартизированной средней разницы для планов повторных измерений (например, Westfall, 2016), и важно изучить эти различия, прежде чем объявлять размеры эффекта на первый взгляд неправдоподобно большими. Альтернативными способами вычисления величины эффекта d для планов с участием внутри участников было бы выражение средних различий с использованием стандартного отклонения «контрольного» состояния (которым будут испытания без сексуального возбуждения в исследованиях Висмана и Шриры, 2020 г.) или средние стандартные отклонения обоих типов испытаний (например, Cumming, 2014; Lakens, 2013). Преимущество этих подходов заключается в том, что «стандартизатор» находится в единицах исходной шкалы и может более непосредственно сравниваться с d размеры эффекта от планов между участниками (например, размеры эффекта, используемые Sakaluk, 2020 для сравнения). В качестве альтернативы мы можем выразить размеры эффекта Висмана и Шриры (2020) как простые различия средних. Это, пожалуй, наиболее интерпретируемый вариант, потому что читатель может оценить величину эффекта, просто взглянув на шкалу, по которой участники давали свои ответы.

Мы пересчитали величину эффекта по Wisman and Shrira (2020), используя эти альтернативные подходы (см. Таблицу). Например, в исследовании 1 Висман и Шрира сообщают о величине эффекта d  = 1,18, что, по нашему мнению, должно быть d  = 0,59 по причинам, изложенным выше, при использовании стандартного отклонения оценок различий в качестве стандартизатора. Однако тот же самый эффект представляет собой «всего лишь» среднюю разницу в 0,27 балла по шкале от 1  =  совсем не сексуально до 7  =  очень сексуально , что «лишь» примерно наполовину стандартнее. отклонение оценок. Размер эффекта около d  = 0,5 сравним со многими размерами эффекта, которые Сакалук (2020) использовал в качестве точек сравнения в своей критике. Важно, однако, то, что изменение в знаменателе от стандартного отклонения оценок различий к стандартному отклонению исходной шкалы имеет не только количественное, но и качественное значение: последние непосредственно сопоставимы с размерами эффекта межсубъектного плана, первые нет.

Таблица 1

Различные способы вычисления величины эффекта

Открыть в отдельном окне

Примечание . d _z использует стандартное отклонение оценок различий в качестве стандартизатора. d _{контроль} использует стандартное отклонение оценок несексуального возбуждения в качестве стандартизатора. d _{среднее} использует объединенное стандартное отклонение оценок сексуального возбуждения и оценок несексуального возбуждения в качестве стандартизатора

Даже при использовании альтернативных способов вычисления величины эффекта, возможно, что эффекты, описанные в Wisman and Shrira (2020), все еще были неправдоподобно большими. Мы не знаем. Но эти альтернативные способы вычисления величины эффекта выглядят менее тревожными и, по-видимому, находятся в диапазоне эффектов, которые можно легко получить в исследованиях по социальным наукам.

Целью Wisman and Shrira (2020) было проверить теоретическое предположение: считают ли участники ароматы сексуально возбужденных женщин более сексуальными, чем ароматы несексуально возбужденных женщин? Для этого они разработали исследование с высокой внутренней валидностью, возможно, за счет экологической валидности. ⁴ Для нас это прекрасный компромисс (подробные аргументы см. в Anderson & Bushman, 1997; Mook, 1983). Исследования с высокой внутренней валидностью являются незаменимым инструментом в исследовательском репертуаре, даже если это означает, что результаты нельзя напрямую экспортировать в «реальный мир». Действительно, Сакалук (2020) выдвинул эти идеи в своей сноске 2, но мы хотим подчеркнуть их более убедительно.

Поскольку цель Wisman and Shrira (2020) состояла в том, чтобы иметь высокую внутреннюю достоверность, мы должны оценить их исследования на предмет того, достигли ли они этой цели. А именно, позволили ли их исследования читателям сделать убедительные выводы об их теоретических положениях? Это означает оценку их исследования на предмет того, контролировали ли они посторонние переменные, даже если это создает ситуацию, не имеющую аналога в реальном мире, и изолировали ли они теоретически важные факторы, даже если эти факторы никогда не были так четко изолированы в реальном мире. Примечательно, что эти методологические особенности, т. е. учет посторонних переменных и выделение важных для теории факторов, вероятно, создают максимально благоприятные условия для возникновения эффекта и, следовательно, могут максимизировать величину эффекта, который можно было бы обнаружить в такой искусственной ситуации. . Если эффект обнаруживается в такой искусственной и надуманной ситуации, то, возможно, этот эффект можно было бы обнаружить и в более естественных условиях, но, вероятно, в меньшей степени. Дело в том, что проверка существования эффекта — это другой вопрос, чем проверка того, обобщается ли эффект.

Мы не отрицаем, что существует некоторый верхний предел эффектов, которые могут быть получены в идеальных лабораторных условиях. Конечно, при некоторой величине необычайно большой размер эффекта должен вызывать тревогу. Однако было бы ошибкой сделать вывод, что размеры эффекта в искусственных лабораторных условиях, которые часто (и намеренно) не связаны с экологической достоверностью, можно напрямую сравнить с эффектами, которые можно обнаружить в реальном мире. Кроме того, оценка величины эффекта в «реальном мире» не всегда является целью исследования. Исследования не следует осуждать за то, что они не достигли того, к чему они намеренно не стремились.

Учитывая бурный обмен мнениями, который могут спровоцировать критические комментарии, мы ценим уважительный тон Сакалука (2020) и тщательный анализ в его критике Висмана и Шриры (2020). Тщательное изучение — необходимая научная деятельность, и оно работает лучше всего, когда выполняется тактично. Мы также разделяем долгосрочный оптимизм Сакалука в этой области. Тот факт, что критика Сакалука и ответы на критику (например, Imhoff, 2020) были опубликованы, укрепляет наш оптимизм.

Не желая, чтобы читатели уходили с неправильными сообщениями на вынос, мы хотим подчеркнуть то, что, как мы надеемся, читатели вынесут из этого Комментария. Во-первых, текущий Комментарий не предназначен для искупления Висмана и Шриры (2020). Хотя нам удалось воспроизвести метаанализ Висмана и Шриры, и наши скорректированные расчеты размеров эффекта Висмана и Шриры помещают их в более правдоподобный диапазон, оставшиеся аномалии в данных Висмана и Шриры вызывают беспокойство. И, даже если мы не согласны с некоторыми пунктами Сакалука (2020), мы находим совокупность аргументов Сакалука убедительными . Что касается критики, относящейся к данным Висмана и Шриры, первоначальные авторы имеют доступ к данным, на которых основаны эти анализы, и находятся в лучшем положении, чтобы подтвердить или опровергнуть эту критику (и мы надеемся, что авторы воспользуются возможностью, чтобы Сделай так).

Во-вторых, мы не утверждаем, что маленькие выборки и большие размеры эффекта никогда не будут проблемой. Иногда они есть. И когда они есть, мы не должны стесняться указывать на это. Тем не менее, небольшие размеры выборки и большие размеры эффекта сами по себе не являются проблемой. Чтобы определить, имеют ли место они в конкретном случае, необходимо тщательно изучить исследование на предмет того, обладало ли исследование достаточной статистической мощностью, были ли подходящими дизайн и методы исследования, правильно ли исследователи рассчитали величину эффекта и намеревались ли исследователи для их наблюдаемого размера эффекта, чтобы обобщить явление «реального мира».

В-третьих, мы хотим публично одобрить рекомендуемые изменения, которые Сакалук (2020) обсуждает в своем «Что дальше?» раздел (см. также Lorenz, 2020). Многие из предложений Сакалука практичны и, если они будут реализованы, будут конструктивными.

Мы надеемся, что исследователи будут разумны в использовании размеров выборки и размеров эффекта для эвристической критики исследования. Мы хотим, чтобы наша критика была точной, потому что именно тогда она наиболее продуктивна. Для нашей области было бы потерей, если бы страх перед этой критикой отбил у исследователей охоту проводить потенциально ценные и информативные исследования.

Авторы со второго по седьмой перечислены в алфавитном порядке.

Неприменимо.

Неприменимо.

У нас нет конфликтов интересов, о которых следует сообщать.

https://osf.io/prqsv/

¹ Тот же самый результат можно получить, просто извлекая квадратный корень из приведенных величин эта-квадрат эффекта. В частности, Висман и Шрира сообщают о величине эффекта η ²  = 0,26, η ²  = ,13 и η ²  = ,11 для исследований 1, 2 и 3 соответственно. Квадратный корень из этих η ² величин эффекта соответствует величине эффекта r Висмана и Шриры, о которой сообщают в их таблице: Исследование 1, r = 0,26  =   0,51, Исследование 2, r = 0,13  = . 36 и Исследование 3, r = 0,11  =  0,33. Кроме того, Сакалук отметил, что метаанализ, проведенный Висманом и Шрирой, не был воспроизводим, когда значения F были введены в онлайн-анализ.0039 p -приложение для проверки. Мы смогли воспроизвести результаты метаанализа Висмана и Шриры, используя эти размеры эффекта r (см. наш код R здесь: https://osf.io/prqsv/).

² Чтобы проиллюстрировать, насколько легко совершить эту ошибку, мы обнаружили ее только потому, что изначально допустили те же ошибки, что и Висман и Шрира.

³ Эти же величины эффекта d также можно рассчитать по формуле d  = F/n, которая дает величины эффекта 0,59. , 0,38 и 0,34 для исследований 1, 2 и 3 соответственно. Незначительные различия между этими величинами эффектов d и величинами эффектов d , рассчитанными путем преобразования η ² , были вызваны округлением η ² Висманом и Шрирой. Если вычислить точное значение η ² из отношения F по формуле 040 _внутри ), получившийся d 9Размеры эффекта 0040 эквивалентны.

⁴ Мы не отрицаем, что в статьях, предназначенных для широкой аудитории, которые цитирует Сакалук (2020), утверждается, что этот эффект имеет значение для «реального мира». Но мы полагаем, что Висман и Шрира (2020) остались довольно близки к данным.

Примечание издателя

Springer Nature остается нейтральной в отношении юрисдикционных претензий в опубликованных картах и ​​институциональной принадлежности.

• Андерсон Калифорния, Бушмен Б.Дж. Внешняя валидность «тривиальных» экспериментов: случай лабораторной агрессии. Обзор общей психологии. 1997;1(1):19–41. doi: 10.1037/1089-2680.1.1.19. [CrossRef] [Google Scholar]
• Brysbaert M. Сколько участников мы должны включить в эксперименты с правильной мощностью? Учебное пособие по анализу мощности со справочными таблицами. Журнал познания. 2019;2(1):1–38. doi: 10.5334/joc.72. [Бесплатная статья PMC] [PubMed] [CrossRef] [Google Scholar]
• Баттон К.С., Иоаннидис Дж. П.А., Мокрыш С., Носек Б.А., Флинт Дж., Робинсон ESJ, Мунафо М.Р. Сбой питания: почему небольшой размер выборки подрывает надежность нейронауки. Обзоры природы Неврология. 2013;14(5):365–376. doi: 10.1038/nrn3475. [PubMed] [CrossRef] [Академия Google]
• Камминг Г. Новая статистика: почему и как. Психологическая наука. 2014;25(1):7–29. doi: 10.1177/0956797613504966. [PubMed] [CrossRef] [Google Scholar]
• Fraley RC, Vazire S. Фактор N-Pact: оценка качества эмпирических журналов с точки зрения размера выборки и статистической мощности. ПЛОС ОДИН. 2014;9(10):e109019. doi: 10.1371/journal.pone.0109019. [Бесплатная статья PMC] [PubMed] [CrossRef] [Google Scholar]
• Имхофф Р. Для оценки доказательной ценности требуется более одной точки данных [Комментарий] Archives of Sexual Behavior. 2020;49(8): 2755–2759. doi: 10.1007/s10508-020-01836-2. [Бесплатная статья PMC] [PubMed] [CrossRef] [Google Scholar]
• Лакенс, Д. (2013). Расчет и отчет о размерах эффекта для облегчения кумулятивной науки: Практическое пособие для t -тестов и дисперсионного анализа. Frontiers in Psychology, 4, Статья 863. 10.3389/fpsyg.2013.00863. [Бесплатная статья PMC] [PubMed]
• Lorenz TK. Воспроизводимость и регистрация в исследованиях сексуальности [Комментарий] Архив сексуального поведения. 2020;49(2): 367–372. doi: 10.1007/s10508-020-01650-w. [Бесплатная статья PMC] [PubMed] [CrossRef] [Google Scholar]
• Mook DG. В защиту внешней несостоятельности. Американский психолог. 1983;38(4):379–387. doi: 10.1037/0003-066X. 38.4.379. [CrossRef] [Google Scholar]
• Rieger G, Watts-Overall TM, Holmes L, Gruia DC. Гендерное несоответствие однояйцевых близнецов с несогласованной сексуальной ориентацией: данные видеозаписи. Архивы сексуального поведения. 2020;49:2469–2479. doi: 10.1037/dev0000461. [PubMed] [CrossRef] [Академия Google]
• Сакалук Ю.К. Серьезное отношение к оценке и продвижению воспроизводимой науки о сексе: комментарий к Wisman and Shrira (2020) и Lorenz (2020) [Commentary] Archives of Sexual Behavior. 2020;49:2743–2754. doi: 10.1007/s10508-020-01795-8. [PubMed] [CrossRef] [Google Scholar]
• Сингер Р., Крукс Н., Джонсон А.К., Лютник А., Мэтьюз А. Профилактика COVID-19 и защита секс-работников: призыв к действию [Письмо в редакцию] Archives of Sexual Behavior . 2020;49(8):2739–2741. doi: 10.1007/s10508-020-01849-Икс. [Бесплатная статья PMC] [PubMed] [CrossRef] [Google Scholar]
• Westfall, J. (2016). Пять различных статистических данных «Коэна d » для внутрипредметных планов. Ученый по печенью . http://jakewestfall.org/blog/index.php/2016/03/25/five- Different-Cohens-d-statistics-for-within-subject-designs/
• Висман А., Шрира И. Сексуальные хемосигналы: доказательства что мужчины обрабатывают обонятельные сигналы женского сексуального возбуждения. Архивы сексуального поведения. 2020;49(5):1505–1516. doi: 10.1007/s10508-019-01588-8. [Статья PMC бесплатно] [PubMed] [CrossRef] [Google Scholar]

Статьи из Архива сексуального поведения предоставлены здесь с разрешения Nature Publishing Group

State v. Wisman, 126 SE 701, 98 W. Va. 250 – CourtListener.com

В мае 1921 года в графстве Патнэм произошла драка между Висманами и Адкинсами, в которой Уолтер Адкинс был серьезно ранен. Джордж Висман, Джеймс Висман и другие предстали перед судом по совместному обвинительному акту, в котором утверждалось, что в результате их заговора с целью причинить наказание и телесные повреждения некоему Гранту Адкинсу Уолтер Адкинс подвергся преступному и злонамеренному нападению. Обвинительный приговор Джорджу Висману по этому обвинительному акту был отменен этим судом по делу State v. George Wisman , 93 W. Va. 183.

Еще одно обвинение было предъявлено тем же сторонам, обвиняя их в злонамеренном нападении на Уолтера Адкинса с намерением нанести увечья и т. д., без заявления о заговоре с целью Сделай так. Джеймс Висман был признан виновным в незаконном ранении по второму обвинительному акту, но оправдан по обвинению в умышленном ранении. На основании судебного приказа об ошибке приговор по делу против Джеймса также был отменен; см. 94 W. Va. 224. Затем снова судили Джеймса Уисмана; второй процесс, однако, проходил по тому же обвинительному акту, по которому судили Джорджа Висмана, а именно: обвинительный акт, обвиняющий в заговоре против Гранта Адкинса, в результате которого Уолтер Адкинс был ранен. По обвинительному приговору, «как указано в обвинительном акте», Джеймс Висман был приговорен к тюремному заключению сроком на два года и снова преследует здесь ошибку.

В этом деле нет необходимости детализировать доказательства. Ошибки, на которые ссылается подсудимый, не имеют никакого отношения к доказательствам, и факты, доказанные в этом деле, являются теми же фактами, доказанными теми же свидетелями, которые использовались государством в другом деле против Джима Висмана, и которые очень полно изложены. по мнению судьи LIVELY в нем.

Несколько обвинений ответчика в ошибке основаны на том факте, что нижестоящий суд рассматривал дело на теории, и *Страница 252 давал и отказывался от инструкций, подтверждающих теорию о том, что в обвинительном заключении обвиняются два уголовных преступления: одно в связи с нанесением увечий, а другое – в соответствии с действиями краснокожих.

Ссылаясь на обвинительный акт в данном документе, мы постановили в деле Джорджа Висмана, что, рассматривая обвинение в заговоре как излишек, это было хорошим обвинительным актом за злонамеренных ранений . Если не оставить без внимания обвинение в сговоре и рассматривать обвинительный акт исключительно со ссылкой на акт сговора, то обязательно следует, что он является хорошим обвинительным актом по ст. 9 и 10 гл. 148 Кодекса. Описание предполагаемого явного действия, а именно: злонамеренное ранение Уолтера Адкинса, по общему мнению, было бы нанесение ему наказания и телесных повреждений . Суд первой инстанции, очевидно, придерживался такой точки зрения на обвинительное заключение и предъявил ему двойное обвинение.

Но это нарушение основных законов обвинения в совершении двух отдельных уголовных преступлений по одному и тому же пункту обвинительного акта. Если мы скажем, что в этом обвинительном заключении должным образом обвиняются злонамеренные ранения, это одно из уголовных преступлений. Если мы считаем, что обвинительный акт правильно обвиняет в нарушении акта Красных Людей, это другое и отдельное уголовное преступление. Чтобы поддержать обвинение, мы должны ограничить его одним или другим из этих уголовных преступлений.

Простое нападение, наказание или телесные повреждения любого рода, причиненные в соответствии с заговором, считаются достаточными в соответствии с законом Красных Людей. Умышленное нанесение ран как таковое не является необходимым составом преступления при нарушении этого закона. Осуждение за злонамеренное ранение влечет за собой такое же суровое наказание, как и осуждение по закону о красных людях. На самом деле эти два правонарушения кажутся равнозначными. Если государство может искупить преступление так же сурово по осуждению за умышленное ранение, как и по делу краснокожих, то зачем ему лезть в лишние хлопоты и рисковать доказыванием заговора в связи с нанесением увечий, чтобы добиться осуждения? по закону Красных Людей? Следовательно, нелогично утверждать, что Законодательное собрание намеревалось включить в обвинительный акт за нарушение акта Красных Людей в качестве явного действия, направленного на осуществление заговора, обвинение в злонамеренном нанесении телесных повреждений. *Страница 253

В обвинительном акте в этом случае используется сам язык статута о нанесении увечий при обвинении в умышленном ранении Уолтера Адкинса. Следовательно, мы сочли целесообразным рассматривать это обвинение как обвинение в злоумышленном ранении, а не как в соответствии с разделами 9 и 10 главы 148 Кодекса, и полностью игнорировать обвинение в заговоре. Поступая таким образом, мы не нарушаем правила ведения состязательных бумаг, мы поддерживаем обвинительное заключение и соответствуем предыдущим постановлениям этого суда в делах State v. Bingham , 42 W. VA. 234, и State v. McCoy , 61 W. Va. 258. В последнем случае было проведено:

аси наложить наказание и телесные повреждения на человека, а также обвинение в убийстве, считается обвинительным актом в убийстве».

В деле McCoy подсудимый был осужден не за заговор, а за убийство. Комментируя обвинительное заключение, суд сказал: «Устраните конспиративную часть, и у нас останется хорошее обвинительное заключение по делу об убийстве». См. также мнение и цитаты авторитетных лиц по делу Джорджа Висмана.

Предписание № 1, данное государством в данном случае, было поэтому ошибочным, так как давало присяжным право признать подсудимого виновным либо в незаконном ранении, либо в нарушении пунктов 9 и 10 главы 148 Кодекса . Инструкция должна была ограничиваться нарушением акта нанесения увечий.

Не было ошибкой отказаться от указаний подсудимых под номерами 5 и 6, поскольку они были готовы опровергнуть теорию государства о том, что вердикт по акту краснокожих может быть вынесен по обвинительному акту, а эта теория сама по себе была ошибочной.

Будучи оправданным на предыдущем судебном процессе по делу о злонамеренном ранении, подсудимый дал следующую инструкцию под номером 12:

«Суд сообщает присяжным, что подсудимый, Джеймс Висман, до настоящего времени был оправдан по всем преступлениям, указанным в обвинительном заключении в в этом случае выше по своей природе, чем незаконное ранение. И поэтому вы проинструктированы, что в любом случае вы не можете признать его виновным в каком-либо преступлении, более высоком или более серьезном, чем незаконное ранение ».