2 StR 112/14

ECLI:DE:BGH:2016:240316U2STR112.14.0 BUNDESGERICHTSHOF IM NAMEN DES VOLKES URTEIL 2 StR 112/14 vom 24. März 2016 in der Strafsache gegen wegen schweren Raubes - 2 - Der 2. Strafsenat des Bundesgerichtshofs hat aufgrund der Hauptverhandlun- gen vom 12. August 2015, 7. Oktober 2015 und 8. Dezember 2015, in der Sit- zung am 24. März 2016, an denen teilgenommen haben: Vorsitzender Richter am Bundesgerichtshof Prof. Dr. Fischer, die Richter am Bundesgerichtshof Dr. Appl, Prof. Dr. Krehl, die Richterinnen am Bundesgerichtshof Dr. Ott, Dr. Bartel, Staatsanwalt beim Bundesgerichtshof in allen Verhandlungen, Staatsanwalt beim Bundesgerichtshof bei der Verkündung am 24. März 2016 als Vertreter der Bundesanwaltschaft, Rechtsanwalt in allen Verhandlungen als Verteidiger, Justizangestellte in der Verhandlung am 12. August 2015, Justizhauptsekretärin in der Verhandlung am 7. Oktober 2015, Justizangestellte in der Verhandlung am 8. Dezember 2015 und in der Verkündung am 24. März 2016 als Urkundsbeamtinnen der Geschäftsstelle, für Recht erkannt: - 3 - 1. Die Revision des Angeklagten gegen das Urteil des Landge- richts Bonn vom 26. September 2013 wird als unbegründet verworfen. 2. Der Beschwerdeführer hat die Kosten seines Rechtsmittels und die der Nebenklägerin hierdurch entstandenen notwendi- gen Auslagen zu tragen. Von Rechts wegen Gründe: Das Landgericht hat den Angeklagten wegen schweren Raubes zu einer Freiheitsstrafe von vier Jahren und sechs Monaten verurteilt und entschieden, dass die in Spanien erlittene Untersuchungshaft im Verhältnis 1: 1 anzurechnen sei. Hiergegen richtet sich die auf die Verletzung formellen und materiellen Rechts gestützte Revision des Angeklagten. Das Rechtsmittel hat keinen Er- folg. 1 - 4 - A. I. Nach den Feststellungen des Landgerichts überfiel der Angeklagte am 23. Juli 2010 zusammen mit einem unbekannt gebliebenen Mittäter und einer unbekannt gebliebenen Mittäterin ein Schmuckgeschäft in der Innenstadt von B. . Die beiden Mittäter, welche den kleinen Ladenraum zuerst betraten, täuschten gegenüber der Verkäuferin G. zunächst vor, ein Schmuckstück betrachten zu wollen. Als die Verkäuferin eine Vitrine geöffnet hatte, hielt ihr der männliche Mittäter eine möglicherweise nicht echte und nicht geladene Pistole an den Kopf und zwang sie, sich niederzuknien. In diesem Moment betrat der Angeklagte den Laden, schloss die Tür und fesselte die Verkäuferin mit Kabel- bindern. Außerdem wurde ihr der Mund mit Klebeband verschlossen. Die Täter entnahmen den Vitrinen Schmuckstücke im Wert von 125.000 Euro und flohen. II. 1. Der insgesamt zehn Minuten dauernde Überfall wurde von einer im Laden angebrachten Videokamera aufgezeichnet. An der Eingangstür des La- dens wurde zudem eine DNA-Mischspur gesichert, die in Bezug auf 8 STR- Systeme untersucht wurde. Ein europaweiter Vergleich ergab einen Daten- banktreffer bei der spanischen Polizei, der dem Angeklagten zuzuordnen war. Dieser hatte mehrere Jahre in Spanien gelebt und war dort im Jahr 2009 erken- nungsdienstlich behandelt worden. 2. Der Angeklagte hat eine Beteiligung an der Tat bestritten und sich da- hin eingelassen, er sei noch nie in B. gewesen. Zwei von ihm vorgetragene Alibi-Behauptungen sind vom Landgericht als widerlegt angesehen worden. 2 3 4 - 5 - Das Landgericht hat seine Überzeugung von der Täterschaft des Ange- klagten vor allem auf die tatrelevante DNA-Spur gestützt, die „mit einer Wahr- scheinlichkeit von 1 zu 300 Trilliarden“ vom Angeklagten stamme, womit es sich um eine Individualspur handle, die wie ein Fingerabdruck einmalig auf der Welt sei (UA S. 9). Insoweit hat das Landgericht nicht auf den spanischen Daten- banktreffer abgestellt, sondern beim Landeskriminalamt Düsseldorf ein ergän- zendes Gutachten in Auftrag gegeben, welches einen direkten Vergleich der gesicherten DNA-Spur mit einer dem Angeklagten am 21. März 2013 entnom- menen DNA-Probe vorgenommen und dabei die standardmäßig untersuchten 16 STR-Systeme (SE33, D21S11, VWA, [HUM]THO1, FIBRA, D3S1358, D8S1179, D18S51, D1S1656, D2S441, D10S1248, D12S391, D22S1045, D16S539, D2S1338, D19S433) berücksichtigt hat. Auf Grundlage der vom Lan- deskriminalamt Düsseldorf mitgeteilten Häufigkeitsverteilung der betreffenden Allele hat das Landgericht unter Anwendung der Produktregel einen Selten- heitswert von 1: 300 Trilliarden errechnet und dies als Gesamtwahrscheinlich- keit dafür angesehen, „dass der Angeklagte der Spurenleger an der Eingangs- tür und damit der Mittäter des Raubüberfalls ist“ (UA S. 11). Weiter hat es eine Vergleichsrechnung für die kaukasisch-amerikanische Ethnie anhand einer In- ternetdatenbank vorgenommen, die zu einem noch höheren Seltenheitswert geführt hat. In diesem Zusammenhang hat das Landgericht ausgeführt, dass solche Wahrscheinlichkeitsrechnungen in der Rechtsprechung des Bundesgerichtshofs zuletzt „angezweifelt“ worden seien, es diese Zweifel aber für unberechtigt hal- te. Insbesondere die Zweifel, die an der Anwendung der Produktregel geäußert worden seien, seien „nicht nachvollziehbar“, da eine Korrelation der einzelnen Merkmale ausgeschlossen sei (UA S. 13). 5 6 - 6 - Weiter sei es problematisch, wenn der Bundesgerichtshof ethnische Minderheiten als Sonderfall ansehe, der bei der Berechnung zu berücksichtigen sei; dies gelte insbesondere dann, wenn dabei auf eine „fehlende genetische Durchmischung“ dieser zudem nicht eindeutig identifizierbaren Minderheiten abgestellt werde (UA S. 17). Darauf komme es aber nicht an, da bei dem berechneten Seltenheitswert die „Einmaligkeit“ der DNA-Spur gegeben sei. „Nicht nachvollziehbar“ sei dage- gen die Ansicht des 1. Strafsenats (Beschluss vom 21. Januar 2009 - 1 StR 722/08, NStZ 2009, 285), wonach (schon) ein „Seltenheitswert im Millionenbe- reich“ zur individuellen Zurechnung einer Spur ausreiche (UA S. 18). Maßstab hierfür könne im Grundsatz nur die Größe der Weltbevölkerung sein, sofern im Einzelfall nicht Besonderheiten vorlägen. Schließlich werde das Ergebnis der Wahrscheinlichkeitsrechnung auch nicht dadurch beeinflusst, dass es sich um einen Datenbanktreffer gehandelt habe. Die entgegenstehende Ansicht der gemeinsamen Kommission rechtsme- dizinischer und kriminaltechnischer Institute, der sog. Spurenkommission (vgl. Peter Schneider et. al., Rechtsmedizin 2010, 111; gekürzte Fassung in NStZ 2010, 433) sei schon deswegen „nicht akzeptabel“, weil sie das Ergebnis der Wahrscheinlichkeitsrechnung lediglich „subjektiv“ als ein Instrument der richter- lichen Entscheidungshilfe und nicht „objektiv“ als biologische Tatsache ansehe. Die subjektive Interpretation sei durch die Tradition der „Vaterschaftsbeurteilun- gen“ geprägt, bei denen auf Grundlage des Theorems von Bayes eine Irrtums- wahrscheinlichkeit errechnet worden sei. Dieser Ansatz spiele aber dann keine Rolle, wenn man den errechneten statistischen Wert als Aussage über eine bio- logische Realität ansehe. Bei der allgemein akzeptierten Identifizierung anhand von Fingerabdrücken werde ebenfalls keine Wahrscheinlichkeitsberechnung durchgeführt. Vor diesem Hintergrund sei ein Verzicht auf das Bayes’sche 7 8 9 - 7 - Theorem auch nicht unwissenschaftlich. Im Übrigen komme dieses nicht ohne Bestimmung einer Anfangswahrscheinlichkeit aus, welche sich im Strafverfah- ren nach dem Grad des Tatverdachts vor der DNA-Untersuchung richte und im vorliegenden Fall mit 0% anzusetzen wäre. 3. Im Übrigen hat das Landgericht die Verurteilung des Angeklagten auf die Auswertung der Videoaufzeichnung der Tat und einer Wiedererkennung aufgrund Personenähnlichkeit gestützt. III. Die ungewöhnlich detaillierten, zum Teil in wissenschaftstheoretische Be- reiche abschweifenden und für nicht mit allen Einzelheiten vertraute Leser schwer verständlichen Darlegungen des Landgerichts zur Wahrscheinlichkeits- berechnung bei DNA-Untersuchungen und die damit verbundene Kritik an der höchstrichterlichen Rechtsprechung hat der Senat zum Anlass genommen, selbst zwei Sachverständigengutachten zur Beurteilung der vom Landgericht aufgeworfenen Fragen einzuholen und anhand dieser die Anforderungen an die Darstellung vergleichender molekulargenetischer Untersuchungen im tatrichter- lichen Urteil zu konkretisieren und präzisieren. 10 11 - 8 - B. Die Revision des Angeklagten bleibt erfolglos. I. Die Verfahrensrügen sind aus den in der Antragsschrift des Generalbun- desanwalts genannten Gründen unzulässig, soweit die Verletzung von § 244 Abs. 4 Satz 1 StPO gerügt wird, und im Übrigen jedenfalls unbegründet. II. Die Überprüfung des Urteils auf die Sachrüge lässt keinen Rechtsfehler zum Nachteil des Angeklagten erkennen. Die Beweiswürdigung des Landge- richts begegnet im Ergebnis keinen rechtlichen Bedenken. 1. Die Beweiswürdigung ist Sache des Tatrichters, dem es obliegt, das Ergebnis der Hauptverhandlung festzustellen und zu würdigen (§ 261 StPO). In welchem Umfang der Tatrichter seine Überzeugungsbildung in den Urteilsgrün- den mitzuteilen hat, hängt dabei von den Gegebenheiten des jeweiligen Falls ab. Die Urteilsgründe müssen jedoch erkennen lassen, dass die Würdigung der Beweise auf einer tragfähigen, verstandesmäßig einsichtigen Tatsachengrund- lage beruht, die dem Revisionsgericht eine Überprüfung nach den Maßstäben rationaler Argumentation ermöglicht (st. Rspr.; vgl. etwa BGH, Urteil vom 2. Juli 2015 – 4 StR 509/14 juris Rn. 8; Senat, Beschluss vom 16. Juni 2015 – 2 StR 29/15 juris Rn. 26; BGH, Beschluss vom 24. Februar 2015 – 4 StR 11/15 juris Rn. 5; Urteil vom 22. Mai 2014 – 4 StR 430/13, NJW 2014, 2132, 2133, jeweils mwN). Dabei gehören von gesicherten Tatsachenfeststellungen 12 13 14 15 - 9 - ausgehende statistische Wahrscheinlichkeitsrechnungen - wie sie bei DNA- Vergleichsgutachten vorgenommen werden - zu den Mitteln der logischen Schlussfolgerung, welche dem Tatrichter grundsätzlich ebenso offenstehen wie andere mathematische Methoden (BGH, Urteil vom 21. März 2013 – 3 StR 247/12, BGHSt 58, 212, 214 mwN). 2. Daran gemessen und unter Berücksichtigung der Ausführungen der Sachverständigen Prof. Dr. S. , Institut für Rechtsmedizin der Uniklinik Köln, und Dr. F. , Institut für Medizinische Biometrie, Informatik und Epidemiologie der Universität Bonn, hält die Berechnung der Trefferwahrscheinlichkeit als auch die Würdigung des Ergebnisses rechtlicher Nachprüfung stand. a) Das Landgericht hat die (Gesamt-)Häufigkeit des festgestellten DNA- Identifizierungsmusters unter Anwendung der Produktregel aus den Häufig- keitsverteilungen (Allelfrequenzen) der untersuchten 16 STR-Systeme berech- net und als Bezugspopulation die mitteleuropäische Bevölkerung gewählt. Ge- gen diese Berechnungsweise ist von Rechts wegen nichts zu erinnern. aa) Zu Recht hat das Landgericht die Produktregel angewandt. Zwar wurden in der früheren Rechtsprechung des Bundesgerichtshofs, gegen die sich insoweit die Kritik des Landgerichts richtet, grundsätzlich ausdrückliche Ausführungen zur unabhängigen Vererbbarkeit der untersuchten Merkmalsys- teme als Voraussetzung für die Anwendbarkeit der Produktregel verlangt. In- zwischen hat der 4. Strafsenat in seinem Urteil vom 5. Juni 2014 - 4 StR 439/13, NStZ 2014, 477 mit Anmerkung Allgayer) nach sachverständiger Bera- tung entschieden, dass die in den Regelfällen - und auch hier - standardmäßig untersuchten 16 STR-Systeme nach dem gegenwärtig erreichten wissenschaft- lichen Stand voneinander unabhängig vererbt werden und es daher, soweit kei- 16 17 18 - 10 - ne forensischen Besonderheiten vorliegen, im tatrichterlichen Urteil keinerlei Ausführungen hierzu mehr bedarf. Dem schließt sich der Senat an. bb) Ohne Rechtsfehler hat das Landgericht bei dieser Berechnung auf die Häufigkeitsverteilungen innerhalb der mitteleuropäischen Bevölkerung ab- gestellt. (1) Stützt das Tatgericht seine nach § 261 StPO gewonnene Überzeu- gung von der Täterschaft des Angeklagten auf das Ergebnis einer im Zusam- menhang mit der Übereinstimmung von DNA-Identifizierungsmustern vorge- nommenen Wahrscheinlichkeitsberechnung, wird – sofern der Angeklagte einer fremden Ethnie angehört – in der Rechtsprechung des Bundesgerichtshofs ver- langt, dass der Tatrichter in den Urteilsgründen darlegt, inwieweit dieser Um- stand bei der Auswahl der Vergleichspopulation von Bedeutung war (st. Rspr.; vgl. nur BGH, Beschluss vom 20. Mai 2015 – 4 StR 555/14, NJW 2015, 2594, 2597; Beschluss vom 25. Februar 2015 – 4 StR 39/15; Urteile vom 5. Juni 2014 – 4 StR 439/13, NJW 2014, 2454, 2455 und vom 21. März 2013 – 3 StR 247/12, BGHSt 58, 212, 217). Die dahinterstehende Frage, welche Bedeutung die fremde Ethnie eines Tatverdächtigen für die Auswahl der Vergleichspopula- tion überhaupt haben kann, ist in der Rechtsprechung des Bundesgerichtshofs bislang noch nicht vollständig geklärt (vgl. aber BGH, Beschluss vom 20. Mai 2015 – 4 StR 555/14, NJW 2015, 2594, 2597). (2) Insoweit ist nach den Ausführungen der beiden Sachverständigen von folgenden tatsächlichen Gegebenheiten auszugehen: (a) Durch Studien wissenschaftlich belegt, bestehen zwischen den Popu- lationen auf kontinentaler Ebene (z. Bsp. Europäer, Afrikaner, Ostasiaten) deut- lich messbare Unterschiede bei den Allelfrequenzen. Innerhalb der kontinenta- len Regionen bestehen ebenfalls Unterschiede, die jedoch umso kleiner wer- 19 20 21 22 - 11 - den, je geringer der genetische Abstand ist. Nach aktuellem wissenschaftlichem Stand ist insbesondere davon auszugehen, dass die Allelfrequenzen innerhalb Europas sehr ähnlich sind. Unabhängig davon sind bei einer Untersuchung von mehr als 10 bis 12 STR-Systemen Trefferwahrscheinlichkeiten im Milliardenbe- reich und höher zu erwarten, bei denen eine Unterscheidung in Bezug auf die ethnische Herkunft nicht mehr von Bedeutung ist (vgl. auch Peter Schnei- der/Anslinger/Eckert/Fimmers/Harald Schneider, NStZ 2013, 693, 696 mwN). Eine einzelfallbezogene Berechnung mit klarem Populationsbezug bleibt aber auch dann bei Tatortspuren nötig, bei denen mehr als eine Person als Spurenleger angenommen werden muss (sog. Mischspuren), sowie in Fällen, in denen eine Verwandtschaft zwischen möglichen spurenbeteiligten Personen angenommen werden muss, da sich insoweit ein geringerer Beweiswert erge- ben kann. In dem seltenen und weitgehend akademischen Sonderfall, dass der Spurenleger allein aus einer ganz bestimmten, durch geographische, soziale oder kulturelle Randbedingungen definierten Bevölkerungsgruppe („Inselpopu- lation“) kommen kann, können Korrekturfaktoren verwendet werden, die den Grad der genetischen Verwandtschaft innerhalb dieser Gruppe wiederspiegeln (vgl. auch Peter Schneider/Anslinger/Eckert/Fimmers/Harald Schneider aaO; Baur/Fimmers/Peter Schneider, StV 2010, 175 f.). (b) Bei der Untersuchung einer biologischen Tatortspur ist für den damit beauftragten Sachverständigen zunächst nicht erkennbar, ob der unbekannte Spurenleger der am Tatort lebenden Mehrheitsbevölkerung oder einer anderen Bevölkerungsgruppe angehört. Soweit seitens der beauftragenden Behörde oder des beauftragenden Gerichts keine Einschränkungen im Hinblick auf die Herkunft des Spurenverursachers gemacht werden, können vom Sachverstän- digen bei der biostatischen Berechnung daher nur die Allelfrequenzen der Mehrheitsbevölkerung verwendet werden. Sofern ein Tatverdächtiger bekannt 23 24 - 12 - wird, dessen genetische Merkmale mit der Spur übereinstimmen, der aber einer fremden Ethnie angehört, kann auch eine Berechnung anhand der ggf. abwei- chenden Häufigkeitsverteilung innerhalb dieser Ethnie erfolgen. Eine solche Berechnung würde aber auf der Annahme beruhen, dass allein Personen aus der Herkunftsbevölkerung des Tatverdächtigen als Spurenverursacher in Be- tracht kommen; sie wäre aus sachverständiger Sicht nur dann zu rechtfertigen, wenn Mitglieder anderer Bevölkerungsgruppen als Spurenleger ersichtlich nicht in Betracht kämen. Dessen ungeachtet kann es in solchen Fällen sinnvoll und angemessen sein, dass der Sachverständige beide Berechnungen durchführt und im Gutachten mitteilt, so dass das Gericht einen etwaigen unterschiedli- chen Beweiswert erkennen kann. (3) Dies bedeutet für die sachlich-rechtlichen Anforderungen an die Dar- stellung im tatrichterlichen Urteil - die mit den Anforderungen, welche das Tat- gericht an das Gutachten zu stellen hat, nicht identisch sind (vgl. BGH, Urteil vom 5. Juni 2014 – 4 StR 439/13, NJW 2014, 2454 f. mwN) - folgendes: Allein der Umstand, dass der Angeklagte einer fremden Ethnie angehört, führt noch nicht dazu, dass das Tatgericht bei der Würdigung des Gutachtens die Herkunftspopulation des Angeklagten zu Grunde zu legen hätte. Wie der 4. Strafsenat entschieden hat (Beschluss vom 20. Mai 2015 – 4 StR 555/14, NJW 2015, 2594, 2597) ist es vielmehr nicht zu beanstanden, wenn auch in diesen Fällen die am Tatort lebende Mehrheitsbevölkerung als Vergleichspopu- lation herangezogen wird, sofern es keine konkreten Anhaltspunkte für einen aus derselben Herkunftsethnie wie der Angeklagte stammenden Alternativtäter gibt (so auch Peter Schneider/Anslinger/Eckert/Fimmers/Harald Schneider aaO; aA ohne nähere Begründung Neuhaus/Artkämper, Kriminaltechnik und Beweis- führung im Strafverfahren, Rn. 252; Neuhaus, StV 2013, 137; Eisenberg, Be- weisrecht der StPO, 9. Aufl., Rn. 1908). Dem schließt sich der Senat an. Eine 25 26 - 13 - andere Vorgehensweise würde zu einer sachlich nicht gerechtfertigten Ein- schränkung des Kreises möglicher Spurenverursacher führen, zu dem auch der Grundsatz „in dubio pro reo“ nicht zwingt. Denn der Zweifelssatz bedeutet nicht, dass von der dem Angeklagten jeweils (denkbar) günstigsten Fallgestaltung auch dann auszugehen ist, wenn hierfür keine Anhaltspunkte bestehen. Unter- stellungen zugunsten eines Angeklagten sind vielmehr nur dann rechtsfehler- frei, wenn der Tatrichter hierfür reale Anknüpfungspunkte hat (st. Rspr.; vgl. nur Senat, Urteil vom 20. Mai 2009 – 2 StR 576/08, NStZ 2009, 630, 631 mwN). Soweit sich in der Beweisaufnahme dagegen konkrete Anhaltspunkte da- für ergeben, dass der Tatverdächtige allein in einer bestimmten Bevölkerungs- gruppe zu finden ist, hat der Tatrichter im Urteil das Ergebnis der Berechnung anhand dieser Population mitzuteilen und sich damit auseinanderzusetzen; dies gilt insbesondere in den Fällen, in denen weniger als 12 STR-Systeme unter- sucht wurden und in denen mehr als eine Person als Spurenleger oder in denen eine Verwandtschaft zwischen möglichen spurenbeteiligten Personen ange- nommen werden muss. (4) Nachdem der Senat anhand des aktuellen Stands der Wissenschaft lediglich die in der bisherigen Rechtsprechung bislang offengelassenen Maß- stäbe konkretisiert, inwieweit eine fremde Ethnie des Angeklagten bei der Aus- wahl der Vergleichspopulation von Bedeutung sein kann, liegt keine Divergenz in einer Rechtsfrage im Sinne des § 132 Abs. 2 GVG vor. b) Die Argumentation des Landgerichts, wonach bei „objektiver“ Betrach- tung das Ergebnis der Wahrscheinlichkeitsrechnung als biologische Tatsache zu verstehen und deshalb von der Einmaligkeit der Spur auszugehen sei, die eine Wahrscheinlichkeit von 1 zu 300 Trilliarden dafür begründe, dass der An- geklagte der Spurenleger sei, ist nicht frei von Rechtsfehlern. Dies gefährdet 27 28 29 - 14 - angesichts des hohen Beweiswerts der fraglichen DNA-Spur den Bestand des Urteils aber im Ergebnis nicht. aa) Die Anforderungen, die gemäß § 261 StPO an die Überzeugungsbil- dung des Tatrichters zu stellen sind, werden nicht von - tatsächlich oder ver- meintlich - unterschiedlichen wissenschaftlichen Konzepten bestimmt; maßgeb- lich ist allein, dass die Beweiswürdigung auf einer rationalen, verstandesmäßig einsichtigen und intersubjektiv diskutierbaren Grundlage beruht. Kann eine Feststellung nur mit Hilfe naturwissenschaftlicher Mittel getroffen werden, ist der Tatrichter zwar nicht gezwungen, sich insoweit nur auf allgemein anerkannte Methoden zu stützen. Die tatrichterliche Würdigung darf allerdings den Geset- zen der Logik und dem gesicherten wissenschaftlichen Erfahrungswissen nicht widersprechen (vgl. nur Senat, Urteil vom 2. August 1995 – 2 StR 221/94, NStZ 1995, 590, 592; KK-StPO/Ott, 7. Aufl., § 261 Rn. 3, jew. mwN). Soweit maßgeb- lich auf biostatistische Wahrscheinlichkeitsberechnungen abgestellt wird, sind daher die zu Grunde liegenden mathematischen Denkgesetze zu beachten; dazu gehört gerade auch das vom Landgericht kritisierte Bayes-Theorem, das den logisch korrekten Umgang mit Unsicherheiten beschreibt (vgl. Bender/ Nack/Treuer, Tatsachenfeststellung vor Gericht, 4. Aufl., Rn. 644 ff.; Nack, MDR 1986, 366; Biedermann/Vuille, Kriminalistik 2014, 169). bb) Daran gemessen vermag der Senat dem Ansatz des Landgerichts nicht zu folgen. (1) Soweit das Landgericht von einer „Einmaligkeit“ des DNA-Profils aus- geht, handelt es sich ersichtlich um eine Schlussfolgerung aus der von ihm er- rechneten Populationshäufigkeit des Profils; in der Sache besteht danach gera- de kein Unterschied zur Daktyloskopie, soweit dort das Einmaligkeitsaxiom ebenfalls mit statistischen Berechnungen begründet wird (vgl. Oppermann, Der 30 31 32 - 15 - daktyloskopische Identitätsnachweis, S. 72 ff.; Artkämper/Artkämper, StRR 2012, 216). Der Schluss auf die „Einmaligkeit“ des DNA-Identifizierungsmusters ist angesichts der errechneten Populationshäufigkeit des Profils zwar zulässig und naheliegend, aber in Bezug auf den vermeintlich „objektiven“ Ansatz des Landgerichts ohne argumentatives Gewicht. Entsprechendes gilt, soweit das Landgericht in diesem statistisch errechneten Wert eine Aussage über die „bio- logische Realität“ sieht (UA S. 20). Zwar ist es nicht ausgeschlossen, die er- rechnete Häufigkeit eines DNA-Profils unter bestimmten Prämissen auch als bloße Beschreibung einer biologischen Tatsache zu verstehen. Allerdings ist dieser Ansatz geeignet, den Blick auf die Fehlerquellen zu verstellen, die sich aus den zu Grunde liegenden mathematischen und empirischen Annahmen ergeben und die bei geringeren Verbreitungswahrscheinlichkeiten durchaus relevant werden können (vgl. für den Bereich der Daktyloskopie Bieder- mann/Vuille, Kriminalistik 2014, 169; de Vries, StRR 2013, 417). (2) Das Landgericht beschränkt sich zudem gerade nicht auf die Berech- nung der Populationshäufigkeit des Profils, sondern kommt auch zum Ergebnis, dass der Angeklagte „mit einer Wahrscheinlichkeit von 1:300 Trilliarden“ der Spurenleger sei (UA S. 9, 11). Eine solche Berechnung der Belastungswahr- scheinlichkeit ist nicht ohne Weiteres zulässig. Die vom Landgericht im Ansatz zutreffend berechnete Populationshäufigkeit entspricht bei einem normalen mo- lekulargenetischen Spurenvergleich der Identitätswahrscheinlichkeit für eine zufällige Übereinstimmung einer beliebigen Person mit einer Spur („match pro- bability“); diese ist aber formal-logisch nicht per se identisch mit der umgekehr- ten Wahrscheinlichkeit, dass die Spur vom Angeklagten stammt. Diese Belas- tungswahrscheinlichkeit hängt von der bestehenden Anfangswahrscheinlichkeit ab und kann mathematisch korrekt nur unter Verwendung des Bayes’schen Theorems berechnet werden (vgl. schon BGH, Urteil vom 12. August 1992 – 5 StR 239/92, BGHSt 38, 320, 323). 33 - 16 - Dessen Anwendung führt nicht zu einer Mathematisierung der Beweis- würdigung, sondern ergibt sich aus der Notwendigkeit, innerhalb mathemati- scher Wahrscheinlichkeitsberechnungen die systemimmanenten Denkgesetze einzuhalten. Diese können zur Vermeidung von logischen Fehlschlüssen nicht unter Hinweis auf einen angeblich „objektiven“ Ansatz ignoriert werden (vgl. Biedermann/Vuille, Kriminalistik 2014, 169; Bender/Nack/Treuer, Tatsachen- feststellung vor Gericht, 4. Aufl., Rn. 644 ff.; Nack, MDR 1986, 366). (3) Die Berücksichtigung des Bayes’schen Theorems erfordert in diesem Zusammenhang nicht, dass der Tatrichter etwa die Stärke eines Tatverdachts genau quantifizieren und entsprechende Wahrscheinlichkeitsberechnungen an- stellen müsste. Dies ist weder möglich noch nötig (vgl. Bender/Nack/Treuer aaO Rn. 620 f.; 645 f.). Der Tatrichter muss sich aber bewusst sein, dass der Sachverständige regelmäßig mit einer „neutralen“ Vorinformationen nicht be- rücksichtigenden Anfangswahrscheinlichkeit von 50% rechnet und daher das Gutachten nur eine Aussage über den abstrakten Beweiswert der jeweiligen Spur zulässt (vgl. schon BGH aaO; Baur/Fimmers/Schneider StV 2010, 175, 176). cc) Der Bestand des Urteils wird durch die im Wesentlichen theoreti- schen Ausführungen des Landgerichts nicht gefährdet, denn die fragliche DNA- Spur stellt unabhängig davon ein äußerst gewichtiges Indiz dar, das zusammen mit den anderen festgestellten Beweisanzeichen die Beweiswürdigung des Landgerichts trägt. (1) Das Landgericht hat den Beweiswert der DNA-Spur im Ergebnis nicht verkannt. Zwar sind seine Ausführungen - worauf der Sachverständige Prof. Dr. S. zu Recht hingewiesen hat - unklar, soweit das Merk- malssystem D3S1358 betroffen ist. Denn ohne die Mitteilung der Rohdaten ließ 34 35 36 37 - 17 - sich hier nicht beurteilen, ob eine Mischspur vorlag, deren Bewertung anderen Regeln folgen müsste. Der Senat versteht aber - in Einklang mit dem Sachver- ständigen - diese Ausführungen dahin, dass nur in diesem einen System die für eine Berechnung als Einzelpersonenspur notwendigen Voraussetzungen nicht vorlagen (vgl. Peter Schneider/Fimmers/Harald Schneider/Brinkmann, NStZ 2007, 477). Wie der Sachverständige Prof. Dr. S. aufgezeigt hat, würde das Weglassen dieses Ergebnisses die berechnete Trefferwahr- scheinlichkeit zwar um den Faktor 9,93 erhöhen. Dies stellt aber angesichts der ansonsten zutreffenden Werte und der errechneten Gesamthäufigkeit hier den Schluss, dass der Angeklagte der Spurenverursacher war, nicht in Frage. (2) Dass einer DNA-Spur mit einer Trefferwahrscheinlichkeit von der hier im Raum stehenden Größenordnung ein hoher Indizwert beizumessen ist, ist entgegen der Auffassung des Landgerichts in der Rechtsprechung des Bun- desgerichtshofs nie grundsätzlich in Zweifel gezogen worden. Danach gilt: Je geringer die Wahrscheinlichkeit ist, dass zufällig eine andere Person identische Merkmale aufweist, desto höher kann das Tatgericht den Beweiswert einer Übereinstimmung einordnen und sich - gegebenenfalls allein aufgrund der Übereinstimmung - von der Täterschaft überzeugen (BGH, Urteil vom 21. März 2013 – 3 StR 247/12, BGHSt 58, 212, 214 mwN). Soweit in der Rechtspre- chung auf den statistischen Charakter der Wahrscheinlichkeitsberechnungen hingewiesen wird, ist dies regelmäßig als allgemeiner Hinweis an den Tatrichter zu interpretieren, mögliche Fehlerquellen und die Notwendigkeit einer Gesamt- würdigung nicht aus den Augen zu verlieren (vgl. BGH aaO). (3) Vor dem Hintergrund der vom Landgericht errechneten Identitäts- wahrscheinlichkeit kommt auch der Anfangswahrscheinlichkeit keine entschei- denden Rolle mehr zu. Denn deren Einfluss auf das Endergebnis ist umso ge- ringer, je größer die Beweiskraft des fraglichen Indizes ist (vgl. hierzu Bender/ 38 39 - 18 - Nack/Treuer, Tatsachenfeststellung vor Gericht, 4. Aufl., Rn. 681). Bei Wahr- scheinlichkeiten im Milliardenbereich und höher, wie sie bei einer Untersuchung anhand von 16 STR-Systemen auftreten können, wirkt sich auch eine sehr ge- ringe Anfangswahrscheinlichkeit kaum noch signifikant aus (vgl. Baur/Fimmers/Peter Schneider, StV 2010, 175 f.; Bender/Nack/Treuer aaO Rn. 628). Soweit das Landgericht in diesem Zusammenhang ausführt, die An- fangswahrscheinlichkeit sei mit 0% anzusetzen, ist dies allerdings unzutreffend, denn dies würde bedeuten, dass man den Tatverdächtigen von vornherein als Täter völlig ausschließt und kein noch so beweiskräftiges Indiz daran etwas än- dern könnte. c) Auch die Nichtbeachtung des Umstandes, dass (zunächst) ein Daten- banktreffer vorlag, begründet hier keinen Rechtsfehler. aa) Hintergrund der vom Landgericht kritisierten Empfehlungen der Spu- renkommission ist die bei einem reinen Datenbanktreffer unter Umständen be- stehende erhöhte Gefahr eines „Zufallstreffers“. Diese ergibt sich daraus, dass in diesen Fällen - anders als bei dem Abgleich einer Spur mit dem Muster eines Tatverdächtigen - ein Abgleich einer Spur mit einer Datenbank erfolgt, in der eine Vielzahl von Personen erfasst sind; so sind in der beim Bundeskriminalamt eingerichteten DNA-Analyse-Datei (DAD) aktuell etwa 850.000 Personen er- fasst. Die erhöhte Gefahr eines Zufallstreffers wird allerdings nur bei häufig vor- kommenden DNA-Profilen relevant; so etwa, wenn von einer Spur nur ein Teil- profil gesichert werden konnte oder bei Datensätzen aus der Anfangszeit der DAD, die nur für 5 bis 8 STR-Systeme analysiert wurden. In diesem Fall steigt mit der Größe der Datenbank die Wahrscheinlichkeit, zufällig „jemand Passen- den“ zu finden. Bei seltenen Identifizierungsmustern, die sich bei der Berück- sichtigung von 16 STR-Systemen ergeben, spielt die Problematik hingegen kei- ne Rolle. Aus diesen Überlegungen wird aus wissenschaftlicher Sicht zutreffend 40 41 - 19 - empfohlen, jedenfalls bei einer DAD-Recherche mit Teilprofilen von weniger als 12 vollständig typisierten Systemen neben der Häufigkeit des Profils auch die Wahrscheinlichkeit für einen solchen zufälligen Datenbanktreffer unter Berück- sichtigung der Größe der Datenbank zu berechnen und dies im Gutachten mit- zuteilen (vgl. Peter Schneider et. al., Rechtsmedizin 2010, 111 ff., gekürzte Fassung in NStZ 2010, 433 ff.; aA Taroni et. al., Rechtsmedizin 2011, 55 ff.; Erwiderung von Fimmers/Harald Schneider/Baur/Peter Schneider aaO 57 ff.). Nur unter Berücksichtigung dieser Information nämlich kann die Beweiskraft des Datenbanktreffers und auch die Gefahr beurteilt werden, dass der „wahre“ Spurenleger möglicherweise gar nicht in der Datenbank erfasst war. Die dage- gen gerichteten Einwände des Landgerichts überzeugen nicht (vgl. oben B.II.2.b). bb) Mit derartigen Fehlerquellen muss sich der Tatrichter allerdings nur dann auseinandersetzen, wenn der Fall dazu Anlass bietet. Angesichts des Umstands, dass das Landgericht hier nicht auf den ursprünglichen Datenbank- treffer, sondern einen späteren Einzelvergleich unter Berücksichtigung von 16 STR-Systemen abgestellt hat, ergibt sich daraus im vorliegenden Fall kein durchgreifender Erörterungsmangel. d) Der Senat hat unter Berücksichtigung der Ausführungen des Landge- richts erwogen, ob mit Blick auf die fehlende empirische Überprüfbarkeit von Zahlenwerten in der hier errechneten Größenordnung eine Obergrenze für die Angabe der Trefferwahrscheinlichkeit sinnvoll ist. Hierzu gibt es verschiedene Vorschläge seitens der Wissenschaft, die je nach Anzahl der untersuchten Merkmalssysteme Obergrenzen im Bereich von 1 in 1 Milliarde bis 1 in 30 Milli- arden befürworten (vgl. etwa Biedermann/Vuille, Kriminalistik 2014, 169). 42 43 - 20 - Unabhängig von der Frage, ob eine solche Obergrenze aus wissen- schaftlicher Sicht sinnvoll ist, hat der Senat hier nur über die aus revisions- rechtlicher Sicht zu stellenden Anforderungen an die Urteilsgründe zu entschei- den; diese sind nicht mit den Anforderungen identisch, welche das Tatgericht an das Gutachten des Sachverständigen zu stellen hat (vgl. BGH, Urteil vom 5. Juni 2014 – 4 StR 439/13, NJW 2014, 2454 f. mwN). Die insoweit zu stellen- den sachlich-rechtlichen Anforderungen sind aber unabhängig von der Höhe einer solchen letztlich durch Konvention festgelegten Obergrenze im Milliarden- bereich, die ersichtlich weniger durch statistische als durch pragmatische Über- legungen begründet ist. Ob sich das Tatgericht - gegebenenfalls allein - auf- grund einer Merkmalübereinstimmung mit einer solchen Wahrscheinlichkeit von der Täterschaft zu überzeugen vermag, ist ihm aber - wie die Beweiswürdigung ansonsten auch (§ 261 StPO) - vorrangig selbst überlassen (vgl. BGH, Urteil vom 21. März 2013 – 3 StR 247/12, BGHSt 58, 212, 215 mwN). Ein vom Revi- sionsgericht zu berücksichtigender Rechtsfehler ergibt sich aus der Berücksich- tigung einer solchen, nach den dargestellten Maßstäben zutreffend berechne- ten Wahrscheinlichkeit nicht. Fischer Appl RiBGH Prof. Dr. Krehl ist an der Unterschrift gehindert. Fischer Ott Bartel 44