История и антиистория. Критика «новой хронологии» академика А.Т. Фоменко

Для коммутативных коэффициентов имеем Л(X, Y) = Л(Y, Z) = , где вычислено по формуле (8'). Мы можем положить, например, = 10^{– 8}, и тогда хроники X, Y и Y, Z интерпретируются как «заведомо зависимые» (при числе максимумов от 10 до 15). Но, подставляя в (8') расстояние между точками X и Z, равное 2, получаем

что дает, скажем, в нашем модельном примере при 14 максимумах (n=15):

Итак, мера между X и Z отличается от меры точек-соседей более чем в 10 тысяч раз! Хотя пары X, Y и Y, Z считаются «заведомо зависимы», оценка связи X и Z находится далеко выше границы зависимых хроник, и приближается к значениям независимых. Отметим, что сам автор не только не оговаривает эти проблемы, но даже в своей книге неявно пользуется транзитивностью коэффициента, например, рассуждая о возможности продолжить книгу Тита Ливия учебником В. С. Сергеева (см. ниже). [253]

253

Приведенный пример еще раз показывает, что основные "неприятности" коэффициента Л(X, Y) возникают из-за того, что мера, предложенная автором, получена с помощью возведения евклидового расстояния ?(X, Y) между точками в некую "большую" степень. Между тем, это расстояние само по себе уже служит мерой близости точек, и для него выполняются свойства коммутативности и транзитивности ("неравенство треугольника"), математически это означает, что ? (X, Y) является метрикой пространства Rⁿ. Мера же Л(X, Y), как мы показали, не является метрикой, именно поэтому в ее интерпретации как статистического коэффициента заключены серьезные проблемы.

 Вероятностная интерпретация

Мы неоднократно упоминали «вероятность» случайного совпадения максимумов в хрониках, которую автор получает, вычисляя коэффициент Л(X, Y). Но очередное возражение, которые мы сейчас сделаем, состоит в том, что такая интерпретация Л(X, Y) является крайне неточной, и величина ее ошибки опять-таки сильно зависит от параметров A и n.

В самом деле, если эта интерпретация верна, необходимо, чтобы анализируя случайно выбранную хронику методом локальных максимумов, можно было с равной вероятностью получить любую точку из множества Ш, иначе говоря распределение «виртуальных» хроник (длины А лет) по множеству Ш было бы равномерно. Вот доводы автора: «Равномерность распределения случайного вектора C на множестве Ш может быть обоснована тем, что вектор С изображает точки максимумов функции объема »глав« текстов, описывающих заданный период (A, B), а поскольку наша модель воспроизводит механизм потери и утраты информации, то равновероятна утрата любого документа, описывающего какие-то события из (A, B). При гибели, например, архива, равновероятно уничтожение любого текста». [254]

254

Указ. соч. С. 109.

Из этого рассуждения можно уяснить — автор предполагает, что каждой точке множества Ш соответствует некоторая своя «виртуальная» хроника, и поскольку вероятность сохранения или утраты любой хроники одинакова, то и вероятность встречаемости каждой точки из Ш одинакова. Это было бы верно, но, к сожалению для автора, целые группы точек из множества Ш соответствуют всего одной «виртуальной» хронике.

Это напрямую связано с ничем не мотивированным предположением автора о существовании кратных максимумов и, соответственно, наличием наборов X_i с нулевыми координатами. Если «виртуальная» хроника имеет m различных максимумов (m <n– 1), то она допускает (с учетом того, что первое и последнее значения ряда — т.е. соответственно, расстояния от начала (конца) отрезка до первого (последнего) максимума — фиксированы) С^{m– 1}_{n– 2} = (n– 2)!/(m– 1)! (n-m– 1)! способов расстановки кратных максимумов, и следовательно, ровно столько точек из множества Ш, содержащих на месте кратных максимумов нулевые координаты, и соответствует этой хронике. Утрата этой «виртуальной» хроники (равновероятная среди других) немедленно влечет за собой утрату не одной, а всех С^m-1_n-2 точек из множества Ш. Поэтому равномерность распределения случайного вектора по множеству Ш нарушается, а точки с нулевыми координатами имеют меньший статистический вес, чем остальные.

Легко оценить общее количество точек, в которых нарушена равномерность распределения. С помощью элементарной комбинаторики можно найти, что полное число точек в множестве Ш равно C^n-1_A+n-1, а число точек в Ш, имеющих все координаты ненулевыми, — C^n-1_A. Их отношение равно

Для наших модельных параметров A=450, n=15 получаем q=65%, а это значит, что для прочих (1-q) = 35% точек множества Ш, имеющих одну или несколько нулевых координат, равномерность распределения не выполняется.

Однако, и оставшиеся ненулевые точки отнюдь не все встречаются с равной вероятностью. Дело в том, что, поскольку автор требует существования локального максимума лишь в одной точке, то в числовых последовательностях не может встречаться расположение максимумов в двух идущих подряд датах, промежуток между которыми — 1 год. Это значит, что точки множества Ш, у которых одна из координат (кроме первой и последней) равна 1, вообще не соответствуют никакой «виртуальной» хронике.

Наконец, не можем не отметить, еще одну особенность применения кратных максимумов. Автор пишет, что перебрав все варианты их расстановки и вычислив для каждого соответствующие коэффициенты, «в качестве Л(X, Y) возьмем наименьшее из всех получившихся таким образом чисел». [255] Однако, почему наименьшее, когда статистическая корректность требует из всех оценок выбирать наиболее осторожную, которая соответствует наибольшему из коэффициентов, или, в крайнем случае, усреднять оценки, но уж никак не брать из них наилучшую.

255

Указ. соч. С. 108.

Проведенный анализ, на наш взгляд, убедительно доказывает статистическую некорректность применения методики локальных максимумов для анализа «совпадения» хроник и получения соответствующих «хронологических сдвигов». Разобранные выше основные возражения — несоответствие результатов методики стандартным статистическим коэффициентам, сверхчувствительность и внутренняя природа появления «малых чисел», некорректность вероятностной интерпретации, а также множество более мелких замечаний отвергают возможность использования Л(X, Y) для получения значимых статистических результатов (по крайней мере, без дополнительного и тщательного анализа). Тем не менее, мы не ограничимся этими возражениями, и последнюю часть работы посвятим разбору сопоставления по методике Фоменко хроник Тита Ливия и Ф. Грегоровиуса, чтобы на конкретном материале доказать недостоверность полученного им «базового хронологического сдвига».

 Мера близости «хроник» Тита Ливия и Грегоровиуса

Активно используемый в книгах по «Новой хронологии» результат состоит в следующем: хроника средневековой истории Рима, изложенная Ф. Грегоровиусом (начиная с 300 г. н.э.), совпадает с хроникой Тита Ливия с ВССЛ 6x10^{– 10} (на отрезке с 1 до 461 г. от основания Рима, т.е. с 753 по 293 г. до н.э.), а также совпадает с объединением книги Тита Ливия и «Очерков по истории древнего Рима» В. С. Сергеева (еще на более широком отрезке с 1 до 519 г. от основания Рима) с ВССЛ 6x10^{– 11}. Тем самым с почти «абсолютной» достоверностью события средневековой и античной истории Рима совпадают, являясь историческими «дубликатами» со сдвигом в 1053 г. Проверим этот результат.

Уже при первом взгляде на анализируемые автором тексты, видны их особенности, не укладывающиеся в стандартную схему методики.

Сочинение Тита Ливия, действительно, можно считать примером погодного изложения событий, но с определенного момента, а именно, с 245 г. — первого года римской республики, когда был установлен ее государственный строй, и в частности, ежегодная смена консулов. Именно с избрания консулов на следующий год и начинает любую свою «погодную» запись Ливий. По этому избранию можно всегда определить начало следующего года и сопоставить каждой записи соответствующий год от основания Рима.