^,)(V.— VJ>(P.-^.)(V-V

car, la fonction V étant croissante avec i^, les inégalités (4) entraînent

et dès lors on peut, sans intervertir les inégalités, mul« tiplier ou diviser par les binômes V^ — V^i V — ¥,• Maintenant, l'inégalité (6) se réduit, après qu'on y a substitué pour V, V„ V, leurs valeurs , à

Mais, tant que les fractions ^, ^i, i^^ surpassent chacune -, selon l'hypothèse, le facteur entre crochets est négatif; tandis que les trpis facteurs binômeê sont positifs^ en vertu des inégalités (4). Donc la précédente inégalité ne peut pas subsister; donc enfin l'inégalité (3) est vérifiée, si l'on exclut le cas infiniment peu probable de l'égalité des deux membres.

Ainsi, par la multiplication des catégories, la valeur que le calcul assigne à la chance moyenne du bien jugé| pour le tribunal, va en s'abaissant, comme la valeur assignée à la chance moyenne du bien jugé, pour chaque juge.

210. Jusqu'ici nous avons supposé connus, et immédiatement donnés par les documents statistiquet^ bi

386 CHAPITBB m.

quent on pourra y applrquer tous les raisonnements qui précèdent, en ce qui concerne l'abaissement successif des valeurs de ^ par la multiplication des catégories^ et les limites de cet abaissement.

)jà probabilité du bien jugé, ou le rapport du nombre des bien jugés au nombre total des jugements , est pour ce tribunal

lorsque tons les jugements peuvent être confondus en une seule série. Concevons-les maintenant répartis en deux catégories, pour lesquelles i^ prend les valeurs r„ (^, : le rapport du nombre des bien jugés au nombre total des jugements deviendra

et il faut prouver qu'on a

du moins dans le cas où les trois nombres i^, i^,, p, seraient supposés > -•

Dans ce cas, eu effet, le rapport/; pour la série générale étant une moyenne entre les valeurs/^,, /?« que prend ce rapport pour l'une et pour l'autre catégorie^ la valeur de t^ tombera aussi entre i^^f (^a, de sorte qu'on pourra supposer

D'un autre côté , on aura, par ce qui att démontré ci* dessus,

*x^x+*a^. <^, ou /f,<^ ^^*« (5)

Or, si l'inégalité (3) n'était pas satisfaite, et qu'on eut au contraire

DE LA PROBABILIlIlB DES JUGEMENTS. 387

*tV.+*,V.>V, OU A.(V,— V,}>V~V,,

il serait permis d'en conclure

et par suite, à cause de Tinégalité (5),

car, la fonction V étant croissante avec i^, les inégalités (4) entraînent

et dès lors on peut, sans intervertir les inégalités, mul«> tiplier ou diviser par les binômes V^ — V/^ V — V,. Maintenant, l'inégalité (6) se réduit, après qu'on y a substitué pour V, Vï, V, leurs valeurs , à

Mais, tant que les fractions ^, i^i, i^^ surpassent chacune -, selon l'hypothèse, le facteur entre crochets est négatif; tandis que les trpis facteurs binômeê sont positifs^ en vertu des inégalités (4). Donc la précédente inégalité ne peut pas subsister; donc enfin l'inégalité (3) est vérifiée, si l'on exclut le cas infiniment peu probable de l'égalité des deux membres.

210. Jusqu'ici nous avons supposé connus, et ioaiuédiatement donnés par les documents statistiquet^ lei

388 GHAPlfRE XYI.

nombres A*,, A*,, etc., que l'on pourrait nommer les coefficients des catégories, et qui expriment les probabilités qu'un jugement pris au hasard dans la série générale, se rapportera aux catégories (i), (2), etc. Mais on peut aussi supposer inconnus les nombres X^, k^^ etc., et se proposer de les déterminer au moyen d'un nombre suffisant d'éléments, choisis parmi ceux que fournit l'observation immédiate. C'est sur la solution d'un problème de cette nature que reposent les applications de la théorie des chances à la statistique judiciaire, en matière criminelle.

En effet, la série des accusés traduits devant un tribunal criminel se fractionne naturellement en deux catégories, celle des accusés coupables et celle des accusés innocents; A*,, A*, désigneront les probabilités que l'on a de tomber sur un coupable ou sur un innocent, eu prenant un nom au hasard sur la liste générale des accusés. Les nombres k^^ k^y dont la somme est l'unité, ne sont pas donnés directement, et ne peuvent l'êtic, puisqu'on n'aura jamais un critérium infaillible de la culpabilité et de l'innocence des accusés; il est seulement très-vraisemblable à priori c^we, dans l'état de nos mœurs et d'après nos institutions judiciaires, k^ l'emporte notablement sur k^ : la traduction des accusés devant le tribunal qui doit les juger, n'ayant lieu qu'à la suite d'une instruction préliminaire, qui écarte les inculpés sur lesquels ne pèsent pas des charges très-sérieuses.

La ehance if du bien jugé pour chacun des juges dont le tribunal se compose a pour valeur ^,j^, -f-^a^a, ^i, t'a désignant les valeurs de cette chance par rapport à la série des accusés coupables et par rapport à la série des accusés innocents. Il y a lieu de croire qu'en thèse gé-

nérale les nombres ^,, ^, ne sont point égaux, ou, en d'autres termes , que le rapport du nombre des coupables condamnés par un ju'ge, au nombre des coupables qu'il acquitte, n'est pas le même que le rapport du nombre des innocents qu'il acquitte, au nombre des innocents qu'il condamne. Dans tous les cas, ce serait à l'expérience à démontrer l'égalité des rapports i^i, u^. On a donc en général trois quantités inconnues A*,, p»,, ^a, qu'il s'agit de déterminer d'après les données de l'observation.

211. Considérons toujours un tribunal de trois juges, pour cbacun desquels on est fondé à attribuer aux rapports (^„ i/, les mêmes valeurs; admettons déplus, pour un moment, que le juge qui condamne un accusé affirme par cela même qu'il est coupable, et que récîproqueitient le juge qui acquitte un accusé affirme par cela même son innocence. Désignons par c le rapport du nombre des accusés condamnés à l'unanimité, au nombre total des accusés; par c le rapport du nombre des accusés condamnés à la simple majorité, au même nombre total; enfin par a le rapport du nombre des accusés acquittés à l'unanimité , au nombre total : on aura entre les inconnues ^x, f^,, i^^ les trois équations

qui suffisent pour les déterminer complètement.

212. On objectera avec raison que le juge qui acquitte un accusé n'entend point d'ordinaire affirmer que l'accusé est innocent, mais seulement qu'à ses yeux les ip(]iç^^ il^ culpabilisa m spnt p?t3 3uffisants pour dé^

terminer une condamnation ; que réciproquement le juge qui condamne n'entend point affirmer, avec une absolue certitude, la culpabilité de l'accusé, mais seulement l'existence de tels indices, d'une présomption si forte de culpabilité, qu'on ne saurait, sans paralyser l'action de la justice et compromettre la sûreté publique , acquitter les accusés contre lesquels pèsent de tels indices çt d'aussi fortes présomptions.

La cons.équence de cette objection , c'est que les nombres A*,, ^„ ^,, déterminés par les équations précédentes, sont relatifs, non points comme nous l'avions supposé d'abord, à deux catégories dont l'une comprendrait les accusés coupables, et l'autre les accusés innocents, mais bien à deux autres, dont la première coraprendrah les eicctisés condamnables^ et la seconde le» accusés non condamnables ou acquittables : la première pouvant à la rigueur comprendre des innocents, et la seconde contenant très-vraisemblablement beaucoup de vrais coupables. Mais, d'un autre côté, si l'esprit saisit tout de suite la distinction absolue des accusés coupables et innocents, il s'en faut bien que l'on se forme aussi facilement une idée précise de la division catégorique en accusés condamnables et accusés acquittables. Comme c'est ici le point le plus délicat d'une tbéorie, d'ailleurs délicate dans toutes ses parties , on ne saurait y apporter trop d'attention.

Nous demanderons à ce sujet la permission de recourir encore à l'exemple fictif dont nous avons souvent fait usage. Quand un homme exercé aux pronostics météorologiques prédit le beau temps pour le lendemain, il n'entend pas sûrement affirmer d'une manière absolue qu'il fera beau , mais seulement que les chances

DE LA. PROBABILITE DBS nJGBMBNTS. 301

de beau temps soDt très-grandes, assez grandes^ par exemple, pour entreprendre sans hésitation un vc^age, une ascension alpestre^De même, le chirurgien qui opine pour l'amputation d'un membre malade n'affirme pas absolument l'impossibilité d'une autre cure ; il affirme seulement que, dans son opinion, les chances d'une issue funeste, si le membre n'est pas amputé , sont assez grandes pour déterminer le sacrifice du membre affecté. La même remarque s'applique à la plupart des jugements des hommes, et n'a rien de spécial aux juge* ments en matière criminelle.

213. Cela posé, et pour revenir au sujet qui a motivé cette digression, concevons les accusés répartis en un assez grand nombre de catégories, pour que dans chacune les causes d'erreur agissent fortuitement et indépendamment sur chaque juge t chaque catégorie comprenant d'ailleurs des accusés coupables et des accusés innocents. Si, daiis chacune de ces catégories, la valeur

du rapport ç ne peut descendre au-dessous de-, soit

pour les coupables, soit pour les innocents, les équations (7), appliquées à chaque catégorie , détermineront effectivement les nombres i^^ i^^j v^y relatifs à la distinction des accusés en innocents et en coupables. Le calcul donnant les valeurs de p,, ^, par couples d^ la

forme - db ^i , - =t: ^ ,. on saura qu'il £iut toujours

prendre z., z, avec le signe positif.

Les mêmes équations (7), appliquées à la série générale des accusés, ne donneraient sans doute qu'une approximation des rapports cherchés, selon la théorie exposée dans les numéros précédents ; mais cette approxv*

mation se rapporterait toujours à la classification des accusés en coupables et en innocents.

Or, on doit admettre au contraire que, pour de nombreuses catégories d'accusés, la chance ^ d'un vote conforme à la réalité du fait tombe au-dessous de -, et s'ap-

proche même indéfiniment de zéro. Il y a sans doute beaucoup d'accusés coupables qui ont la presque certitude d'obtenir un vote d'acquittement, soit à cause de la faiblesse des preuves juridiques qui pèsent sur eux, soit en raison de diverses causes (telles que la trop grande rigueur de la loi pénale) qui prédisposent à l'indulgence la généralité des juges. On ne peut guère plus se refuser à admettre que, pour un très-petit nombre d'accusés innocents, il y a presque la certitude d'être atteints par un vote de condamnation, tant sont grandes les charges qu'un enchaînement fatal de circonstances fait peser sur eux, et qui sont de nature à déterminer la conviction des juges les plus éclairés et les plus impartiaux.

En conséquence, il y a des accusés pour lesquels, si l'on faisait usage des équations (7), en les rattachant à la classification des accusés en innocents et en coupables, il faudrait choisir pour p»,, ôu même pour (^„ celles des valeurs données par le calcu}, qui tombent

au-dessous de - . Il résulterait de là qu'on ne pourrait

plus, même dans une première approximation, appliquer les équations (7) à la série générale des accusés ^ ou du moins qu'on aurait de justes raisons de douter si , entre les deux valeurs de i^^ tirées de ces équations, on nç doit pas choisir de préférence celle qui tombe

au-dessous de -, comme plus approchée de la vraie valeur.

Il n'y a qu'une manière de lever cette difficulté et de faire rentrer le second cas dans le premier : c'est de considérer comme acquittables les accusés coupables pour lesquels la chance d'une voix de condamnation

tombe au-dessous de *-, et pareillement de considérer

comme condamnables les accusés innocents (vraisemblablement et heureusement en fort petit nombre) pour lesquels la chance d'ui^e voix d'acquittement tomberait

aussi au-dessous de -. Par suite de cette convention, et

en changeant la signification primitive des lettres i^., f^,; en concevant que v^ est la chance d'une voix de condamnation pour les accusés condamnables, que ^, est la chance d'une voix d'acquittement pour les accusés acquittables, les nombres P',, v^ ne peuvent, par la définition même,

tomber au-dessous de - pour aucune catégorie d'accusés; et quand, dans une première approximation, on applique les équations (7) à la série générale des accusés, on doit nécessairement choisir pour ^i, p„ dans les couples de valeurs données par le calcul, celles qui

surpassent -.

21 4« Ces expHcations ont l'avantage de fournir une définition précise et mathématique du sens qui s'attache aux mots condamnable et acquittable : elles font voir avec netteté comment la classification des accusés en condamnables et acquittables se rapporte à l'état des lumièresi aux dispositions morales de 1^ classe (le ciir

toyens au sein de laquelle on prend les jurés ou les juges criminels; de manière que, les juges venant à être pris dans une autre classe ou à subir dans la même classe d'autres influences , telles catégories d'accusés pourront passer de la classe des accusés condamnables à celle des acquittables, ou réciproquement.

Ainsi, le rapport du nombre des condamnés au nombre total des accusés, qui atteignait en Belgique la valeur o,83 quand les crimes étaient jugés par des magistrats, s'est abaissé à 0,60 quand on a rétabli dans ee pays l'institution du jury français; et de là on eondat, suivant la remarque de M. Poisson, que la proportion des accusés condamnables (dans le sens que nous donnons à cette expression) a décru brusquement par le rétablissement de l'institution du jury, quoique les formes de l'instruction préliminaire soient restées les mêmes, et que par conséquent la proportion des accusés réellement coupables n'ait pas dû varier sensiblement. En effet, les jurés étant plus enclins à l'indulgence que des magistrats permanents, il y a de nombreuses catégories d'accusés coupables pour lesquels la chance ^^ d'un

vote de condamnation surpasse - quand il s'agit de magistrats, et tombe au-dessous de - quand le vote doit

être émis par des jurés. Les accusés compris dans ces catégories appartiennent à la classe des accusés condamnables lorsqu'on applique les formules (7), ou leurs analogues, à des jugements rendus par une magistrature permanente , et passent dans la classe des condamnés acquittables lorsqu'on applique les mêmes formules à des jugements par jurés.

Cette théorie nous met à même aussi de prévoir dans quel sens les résultats du calcul se modifieront, selon la nature des variations survenues dans la législation criminelle, ou dans d'autres circonstances qui influent sur les votes des jurés. Tout ce qui tend à augmenter les lumières des jurés doit augmenter les valeurs de $f^y i^^ : ainsi ^ toutes circonstances égales d'ailleurs, on trouvera p,? ^% moindres pour des jurés qui votent sans communication entre eux que pour des jurés qui délibèrent en commun et peuvent s'éclairer mutuellement. Au contraire, un adoucissement dans la législation pénale, qui amène un plus grand nombre de condamnations méritées, par suite une répression plus efficace de certains désordres, et que l'on doit regarder en conséquence comme une incontestable amélioration y peut bien faire baisser les valeurs de v^^ (^„ qui se rapportent à la classification des accusés en condamnables et acquittables. Il y avait une catégorie d'accusés coupables presque sûrs de l'acquittement, ou pour lesquels i^^ avait une trèsgrande valeur. La cause constante d'erreur, qui déterminait l'acquittement avec une presque certitude, étant soustraite, le sort de ces accusés reste soumis à l'influence des causes d'erreur qui agissent irrégulièrement et indépendamment sur chaque juré. La chaiice i^^ diminue pour les accusés de la catégorie dont il s'agit ;

et si elle diminue au point de tomber au-dessous de - j

ces accusés passent dans la classe de ceux que nous qualifions de condamnables, mais pour lesquels if^ peut

avoir une valeur très-peu supérieure à - . Les valeurs

moyennes de ^,, (^. relatives à la série générale des ac-

cusés pourront donc baisser par suite de radoucissement de la législation pénale , quoiqu'il y ait uu plus grand nombre de jugements vrais , d'une absolue vérité.

En général , l'ignorance est une cause d'erreur dont le mode d'action est irrégulier et variable d'un juré à l'autre. Tout ce qui tendra à accroître les lumières des jurés tendra à diminuer la part du hasard dans les verdicts des jurys, à accroître la proportion des verdicts rendus à l'unanimité ou à une forte majorité, à accroître en conséquence les valeurs assignées par le calcul aux rapports ç^, , ç^. Au contraire, la soustraction des causes d'erreur qui tiennent à des préjugés dominants, à des penchants naturels du cœur humain , tout en augmentant le nombre des jugements vrais, pourra accroître la part du hasard, diminuer la proportion des verdicts rendus à l'unanimité ou h une forte majorité, et par suite diminuer les vialeurs que le calcul assigne aux rapports

215. Si la statistique judiciaire donnait pour nos tribunaux correctionnels, formés en général de trois juges, les valeurs des éléments c, c\ a, on appliquerait les équations (7) à la détermination des rapports A*,, ç^ , ^, ; mais ces éléments ne sont pas donnés, et ne peuvent l'être d'après nos lois. Au contraire, la statistique judiciaire nous fournit sur les appels de police correctionnelle tous les documents nécessaires pour déterminer les mêmes rapports à l'égard des prévenus qui subissent les deux degrés de juridiction. Nous ne pourrions entrer ici, au sujet de cette application curieuse, dans tous les détails nécessaires^ et nous renverrons au m^ mçir^ déjà çit? [î^oa],

DK LA PROBABILITE D£S JUGEMENTS. 397

216. L'application la plus intéressante que l'on puisse faire de la théorie de la probabilité des jugements, est celle qui a pour objet les décisions rendues par nos jurys en matière criminelle. Une tradition qui remonte au n^oyen âge a fait porter à douze le nombre des jurés, en France comme en Angleterre, quoique d'ailleurs l'institution du jury repose. dans les deux pays sur des bases très-différentes. La législation française a varié plusieurs fois sur la fixation de la majorité exigée pour un verdict de culpabilité. D'après la loi actuellement en vigueur, la majorité simple, de sept voix contre cinq , suffît pour la déclaration de culpabilité.

Soient Nie nombre total des accusés; N. celui des accuses condamnables , selon la définition que nous avons donnée du mot; N, le nombre des accusés acquittables; C celui des accusés condamnés à la majorité de plus de sept voix; G celui des accusés condamnés à la majorité simple; A le nombre des accusés acquittés par suite du partage égal des voix; V,, Y, les probabilités d'un verdict de condamnation ou d'acquittement , selon qu'il s'agit d'accusés condamnables ou acquittables, les lettres u^^ v^ conservant la signification que nous leur avons attribuée plus haut. Posons de plus

N,, N., C C' , A on aura

1^)^+12(1— <^;)'V,+66(i—^0"(^+22o(i f/0V.+495(i f/,)VJ

Si les nombres a, c^ d étaient donnés par la statistique, ces équations suffiraient pour déterminer k^yk^j ^t9^%y et par suite , V, , V».

Les documents statistiques fournissent immédiatement le nombre c + c\ ainsi que le nombre c ^ du moins sous Tempire de la législation actuelle qui impose aux jurés, comme l'avait déjà fait l'une des législations antérieures, Tobligation de faire connaître si le verdict de condamnation a été rendu à la majorité simple. Mais la législation s'est toujours opposée formellement à ce que les jurés fissent connaître à quelle majorité était rendu un verdict d'acquittement. En conséquenoe , ni le rapport a, ni aucun autre analogue ne peut être donné par la statistique judiciaire; et de là dérive kt nécessité, pour arriver à des déterminations numériques , de ré* duire le nombre des inconnues, ainsi que l'a fait M. Poisson, dans son ouvrage sur cette matière, puisque sa méthode revient à supposer tacitement ^, = ^,.

Cependant l'analyse que nous avons faite ailleurs, des données de la statistique concernant les appels de la police correctionnelle, s'accorde bien avec les considérations d'après lesquelles on doit supposer à priori^ que ^>9 y, surpassent respectivement (/.^ Y,, et même que ^% , V, différent très-peu de l'unité. Les causes qui amènent ce résultat avec des juges permanents^ tels que ceux qui prononcent en matière de police correctionnelle, doivent à plus forte raison exercer leur influence sur les jurés. Néanmoins la constatation d'un tel résultat par l'observation directe aurait tant d'intérêt , que l'oa doit désirer vivement l'adoption d'une mesuré , laquelle, sans manifester le mode de partage des voix, pour chaque acquittement en particulier, fournirait pour une

DE LA. PROBABILITÉ fifeS JUGEMEITTS. 399

longue série d'affaires l'élément qui manque à la statistique criminelle.

Si , par exemple j pour chaque accuse condamné ou acquitté, le chef du jury était tenu de déposer dans une boîte scellée autant de billets blancs qu'il y a eu dé voix pour racquitlement, et autant de billets noirs qu'il y a eu de voix pour la condamnation ^ le dépouillement des billets pourrait se faire à la fin de chaque année j dans l'intérêt de la statistique judiciaire , sans qu'il y eût violation du secret des votes pour chaque affaire. Il n'est pas difficile de montrer que l'inscription sur les tableaux statistiques du résultat de ce dépouillement, équivaudrait, pour l'objet que nous avons en vue, à la connaissance de l'élément a.

Dans l'ignorance où nous sommes de la valeur de cet élément^ ayant d'ailleurs toute raison de croire que la valeur de if^ est comprise 'entre celle de t^, et l'unité , nous ne pouvons que faire successivement les deux hypothèses ^a = I , (;. = ^,. Les vraies valeurs des inconnue» A:, , *^x , V, devront se trouver entre celles qui correspondent à ces suppositions extrêmes.

Dans l'hypothèse ^a= i, i^. sera donné par l'équation du 5* degré

j^î + Mi/Î(i — (/,) + 66pî(i — <^0' + 2iao(/î(i —if, y

^-495^.(i— i'.)* — 792 7(t — ^.)' = o; (8) on aura ensuite

k,=.^ — (lo)

Si Ton suppose au contraire j^^, s= ^, = v , il viendra

c' = 792P^(l--f^)^[A.(2(/-l) + (l -•(/)•], (il)

Dans le second membre de cette dernière équation on peut, sans erreur sensible, négliger le terme négatif , affecté du facteur (1 — i^y : l'élimination de A\ entre les équations (il) et (la) se fait alors très-simplement, et la racine de Téquation Bnale en i^ s'obtient par tâtonnements, avec d'autant plus de facilité que l'on sait d'avance que cette racine ne peut pas différer beaucoup de celle de Féquation (8).

La valeur de V» sera toujours donnée par l'équation (9), où l'on pourra écrire ^ au lieu de t^,. Quoiqu'on ait supposé ^, = ^, , la valeur de Va ne se confondra pas avec celle de V, , à cause que la même majorité n'est pas requise pour l'acquittement et pour la condamnation. On aura

Sur un nombre N d'accusés, le nombre des accusés acquittés, quoique condamnables, aura pour expression

et celui des accusés condamnés, bien qu'acquittables , sera exprimé par

cette expression devenant nulle, quand on suppose

217. Dans le mémoire cité [2012], nous avons appliqué cas formules à la statistique criminelle des six années

i825-3o , SOUS Tempire d'une législation qui admettait des verdicts de condamnation à la simple majorité , mais seulement lorsque la majorité des cinq magistrats, formant alors la cour d'assises, s'était réunie à la majorité du jury. On a eu pendant cette période N=4a 3oo; le nombre des condamnés sfest élevé à a5 777 ; mais ce nombre ne peut pas être pris pour C + C, attendu qu'il ne comprend pas les accusés en faveur desquels la majorité de la cour s'est séparée de la majorité du jury. D'un autre côté, la statistique de cette époque ne &it pas connaître directement le nombre G : on ne peut le calculer qu'indirectement, moyennant une hypothèse qui laisse subsister de l'incertitude sur le résultat. Nous avons conclu de nos calculs c + c' =o,6a i , c' = 0,07 1, c=o, 55o.

Pendant les quatre années i83a-35, sous l'empire de la loi du 4 mars i83i, qui exigeait la majorité de plus de sept voix pour la déclaration de culpabilité , et du nouveau Code pénal qui permet au jury d'abaisser la peine par la déclaration des circonstances atténuantes ^ on a eu N = 28 70a ,0=17 116, d'où c = o, 696. On en doit conclure que la faculté accordée au jury de déclarer les circonstances atténuantes, et les autres adoucissements introduits dans la législation pénale, ont accru d'environ 0,046 le rapport c.

La loi du 9 septembre i835 a introduit le vote secret, ou plutôt elle l'a rendu facultatif pour les jurés. Elle n'a plus exigé que la majorité simple pour un verdict de condamnation , mais en laissant à la majorité de la cour la faculté d'annuler d'office le verdict de condamnation rendu à la majorité simple, et en obligeant les jurés à mentionner cette circonstance du verdict. Les

403 CBAPItlE XTl.

Comptes ^néraux dfcs tlnq aanées i636-4o, écoulées so1)s cette dernière phase de la législation critninelle, donnent directement les nombres G', et l'on a les résultaM ipwtnts dflllB le tableau suivant :

(H). KOMBflES

(C + C). NOMBRES tics

(C). ^OMBafiS

i>)o timple iDBJii-

AGCDiii rocs cuuu

G(iniiuts£9 ponK cniuE)

ri.ipo„rcrk.«

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