Глава 1
Математические методы датирования древних событий
2. Метод распознавания и датирования династий правителей. Принцип малых династических искажений
2.1. Формулировка принципа малых династических искажений
Принцип малых династических искажений и основанный на нем метод был предложен и разработан автором в [884], [885], [888], [1129], [895], [1130].
Пусть обнаружен исторический текст, описывающий неизвестную нам династию правителей с указанием длительностей их правлений. Возникает вопрос: является ли эта династия новой, ранее нам неизвестной и, следовательно, нуждающейся в датировке, или это одна из известных нам династий? Однако описанная в непривычных для нас терминах. Например, видоизменены имена правителей и т.п.? Ответ дается излагаемой ниже методикой [904], [908], [1137], [885], [886].
Рассмотрим k любых последовательных реальных правителей, царей в истории какого-то государства, области. Условно назовем эту последовательность РЕАЛЬНОЙ ДИНАСТИЕЙ. При этом ее члены отнюдь не обязаны быть родственниками. Часто одна и та же реальная династия описывается в разных документах и разными летописцами. При этом описывается с разных точек зрения. Например, по-разному оценивается деятельность правителей, их значение, их личные качества и т.д. Тем не менее, существуют "инвариантные" факты, описания которых в меньшей степени зависят от симпатий или антипатий летописцев. К таким более или менее "инвариантным фактам" относится, например, ДЛИТЕЛЬНОСТЬ ПРАВЛЕНИЯ ЦАРЯ. Обычно нет особых причин, по которым хронист значительно и намеренно исказил бы это число. Однако перед летописцами часто возникали естественные трудности в подсчете длительности правления того или иного царя.
Эти естественные трудности таковы - неполнота информации, искажения в документах и т.д. Они приводили иногда к тому, что разные летописцы приводят в своих хрониках или таблицах разные числа, являющиеся, по их мнению, длительностью правления одного и того же царя. Такие расхождения, иногда значительные, характерны, например, для фараонов в таблицах Г.Бругша [99] и в "Хронологических таблицах" Ж.Блера [76]. Например, в таблицах Ж.Блера, доведенных до начала XIX века, собраны все основные исторические династии, с датами правлений, сведения о которых дошли до нас. Таблицы Ж.Блера ценны для нас тем, что они были составлены в эпоху, достаточно близкую ко времени создания скалигеровской хронологии. Поэтому они несут в себе более явственные отпечатки "скалигеровской деятельности", позднее затушеванные, заштукатуренные историками XIX-XX веков.
Итак, каждый летописец, описывая реальную династию M, по-своему, в меру своих способностей и возможностей, вычисляет длительности правлений ее царей. В результате он получает некоторую последовательность чисел a=(a1, a2,...,ak), где число ai изображает, - быть может с ошибкой, - реальную длительность правления царя с номером i. Напомним, что число k - это общее число царей в данной династии. Эту последовательность чисел, извлекаемую из летописи, мы условно называем ЛЕТОПИСНОЙ ДИНАСТИЕЙ. Ее удобно изображать вектором a в евклидовом пространстве Rk.
Другой летописец, описывая ту же самую реальную династию M, возможно припишет этим же царям несколько другие длительности правлений. В результате получится другая летописная династия b=(b1, b2,...,bk). Таким образом, одна и та же реальная династия M, но описанная в разных летописях, может изображаться в них разными летописными династиями a и b. Спрашивается, насколько велики возникающие искажения? При этом существенную роль играют ошибки и объективные трудности, препятствующие точному определению реальных длительностей правлений. Основные типы ошибок мы опишем ниже.
Сформулируем статистическую модель, гипотезу, которую мы условно назовем ПРИНЦИПОМ МАЛЫХ ИСКАЖЕНИЙ.
ПРИНЦИП МАЛЫХ ИСКАЖЕНИЙ ДЛИТЕЛЬНОСТЕЙ ПРАВЛЕНИЙ.
Если две летописные династии a и b "мало" отличаются друг от друга, то они изображают одну и ту же реальную династию M, то есть являются двумя вариантами ее описания в разных летописях. В этом случае летописные династии назовем ЗАВИСИМЫМИ.
Напротив, если же две летописные династии a и b изображают две различные реальные династии M и N, то они "значительно" отличаются друг от друга. В этом случае назовем их НЕЗАВИСИМЫМИ.
Остальные пары династий мы назовем НЕЙТРАЛЬНЫМИ.
Другими словами, согласно этой гипотезе-модели, РАЗНЫЕ ЛЕТОПИСЦЫ "МАЛО" ИСКАЖАЛИ ОДНУ И ТУ ЖЕ РЕАЛЬНУЮ ДИНАСТИЮ ПРИ НАПИСАНИИ СВОИХ ЛЕТОПИСЕЙ. Во всяком случае, возникавшие разночтения оказывались "в среднем" меньше, чем имеющиеся различия между заведомо разными, то есть независимыми реальными династиями.
Сформулированная выше гипотеза, модель нуждается в экспериментальной проверке. В случае ее справедливости мы обнаруживаем важное, и отнюдь не очевидное свойство, характеризующее деятельность древних летописцев. А именно, ЛЕТОПИСНЫЕ ДИНАСТИИ, ВОЗНИКАВШИЕ ПРИ ОПИСАНИИ ОДНОЙ И ТОЙ ЖЕ РЕАЛЬНОЙ ДИНАСТИИ, ОТЛИЧАЮТСЯ ДРУГ ОТ ДРУГА И ОТ СВОЕГО ПРОТОТИПА, МЕНЬШЕ, ЧЕМ ОТЛИЧАЮТСЯ ДРУГ ОТ ДРУГА ДВЕ ДЕЙСТВИТЕЛЬНО РАЗНЫЕ РЕАЛЬНЫЕ ДИНАСТИИ.
Существует ли естественный числовой коэффициент, мера c(a,b), вычисляемый для каждой пары летописных династий a и b и обладающий тем свойством, что он "мал" для зависимых династий и, напротив, "велик" для независимых? Другими словами, этот коэффициент должен различать зависимые и независимые династии. Такой коэффициент был нами найден.
Оказывается, для оценки "близости" двух династий a и b можно ввести числовой коэффициент c(a,b), аналогичный описанному выше коэффициенту ВССЛ = p(Х,Y). Этот коэффициент с(a,b) также имеет смысл вероятности. Сначала опишем грубую идею определения коэффициента с(a,b). Летописную династию удобно изображать в виде графика, отложив по горизонтали номера царей, а по вертикали - длительности их правлений. Мы скажем, что династия q "похожа" на две династии a и b, если график династии q отличается от графика династии a не больше, чем график династии b отличается от графика династии a. Подробности см. ниже и в [904], [1137], [885], [886], [884].
В качестве с(a,b) берется доля, которую династии, "похожие" на династии a и b, составляют во множестве всех династий. Другими словами, подсчитывается отношение:
| количество династий, "похожих" на a и b |
| ----------------------------------------------------------------------------- |
| общее количество династий, описанных в летописях |
Длительности правлений царей могут определяться летописцами с ошибкой. Фактически мы извлекаем из летописей лишь некоторые приближенные их значения. Можно математически описать вероятностные механизмы, приводящие к появлению этих ошибок. Кроме того, мы учитывали еще две возможные ошибки летописцев: перестановку двух соседних царей и замену двух соседних царей одним "царем" с суммарной длительностью правления.
Коэффициент c(a,b) можно условно назвать ВССД, то есть вероятностью случайного совпадения династий a и b.
2.2. Статистическая модель
Дадим теперь формальное определение коэффициента c(a,b). Обозначим через D множество всех реальных династий длины k, то есть состоящих из k последовательных царей. Фактически за множество D нам придется взять те исторические династии, сведения о которых дошли до нас в сохранившихся исторических хрониках. Практически полный список всех таких династий мы составили на основе большого числа разнообразных хронологических источников, перечисленных ниже. На их основе мы составили список всех групп из 15 последовательных царей, правивших, согласно скалигеровской хронологии, в интервале от 4000 года до н.э. до 1900 года н.э. в Европе, Средиземноморье, на Ближнем Востоке, в Египте, Азии.
Каждую летописную династию можно условно изобразить вектором в евклидовом пространстве Rk размерности k. В нашем конкретном эксперименте мы брали k=15, см. выше. Мы будем считать две династии существенно различными, если число царей, или реальных правителей, входящих одновременно в обе эти династии, не превышает k/2, то есть - половины числа членов всей династии. Две взятые наугад реальные династии могут пересекаться, иметь общих членов, поскольку каждый раз мы можем произвольно объявить того или иного царя "началом династии". Наряду с зависимыми и независимыми династиями имеются еще и "промежуточные", "нейтральные" пары династий, в которых число общих царей, или реальных правителей, превышает k/2 (однако династии не являются зависимыми). Ясно, что если общее число рассматриваемых династий велико, то количество промежуточных, нейтральных пар династий относительно мало. Поэтому основное внимание можно уделять зависимым и независимым парам династий.
Сформулированный выше принцип малых искажений означает, что на практике, "в среднем", летописцы ошибались все-таки незначительно, то есть не очень сильно искажали реальные числовые данные.
Обсудим теперь ошибки, которые чаще всего делали летописцы при вычислении длительностей правлений древних царей. Эти три типа ошибок были выделены нами при обработке большого числа конкретных исторических текстов. Выяснилось, что именно эти ошибки чаще всего приводили к искажению реальных длительностей правлений царей.
Ошибка первая. Перестановка, путаница двух соседних царей.
Ошибка вторая. Замена двух царей одним, длительность правления которого равна сумме длительностей их правлений.
Ошибка третья. Неточность в вычислении само'й длительности правления царя. Чем больше эта длительность, тем большую ошибку обычно допускал летописец при ее определении.
Эти три типа ошибок можно описать и смоделировать математически. Начнем с ошибок (1) и (2). Рассмотрим какую-либо династию p=(p1,p2,...,pk) из множества D. Вектор q=(q1,q2,...,qk) мы назовем ВИРТУАЛЬНОЙ ВАРИАЦИЕЙ вектора (династии) p, и будем обозначать его через q=vir(p), если каждая координата qi вектора q получается из координат вектора p одной из следующих двух процедур.
(1) Либо qi = pi (то есть координата не меняется), либо pi переставляется с p1-1, либо pi переставляется с pi+1, то есть с одной из "соседних координат" вектора p.
(2) Либо qi = pi, либо qi совпадает с числом pi + pi+1.
Ясно, что каждый такой вектор (династия) q можно рассматривать как летописную династию, получившуюся из реальной династии p в результате "ее размножения" под воздействием ошибок (1) и (2) летописцев. Другими словами, мы берем каждую реальную династию p=(p1,p2,...,pk) из списка D и применяем к ней "возмущения" (1) и (2). То есть, либо мы меняем местами два соседних числа pi и pi+1, либо заменяем какое-то число pi суммой pi + pi+1, или суммой pi-1 + pi. Для каждого номера i мы применяем указанные операции только по одному разу, то есть не рассматриваем "длинные итерации" операций на одном и том же месте i. В результате из одной династии p получается некоторое число виртуальных династий {q=vir(p)}. Количество таких виртуальных династий легко подсчитать.
Таким образом, каждая "точка" из множества D "размножается" и порождает некоторое множество "виртуальных точек", ее окружающих, так сказать порождает "окрестное облако", "шаровое скопление", см. рис.1n_5.16(рис.16). Некоторые из получившихся виртуальных династий могут встретиться нам в какой-то конкретной летописи (в этом случае они будут летописными династиями), некоторые остаются всего лишь "теоретически возможными", то есть "виртуальными".
Объединяя все виртуальные династии, получающиеся из всех реальных династий p, составляющих наш список династий D, мы получаем некоторое множество vir(D), то есть "окутывающее облако" исходного множества династий D.
Таким образом, для каждой реальной династии M, множество изображающих ее летописных династий можно представлять себе как "шаровое скопление" vir(M). Пусть теперь даны две реальные династии M и
N. Если сформулированный нами принцип малых искажений верен, то шаровые скопления vir(M) и vir(N), отвечающие двум заведомо независимым, разным реальным династиям M и N, не пересекаются в пространстве Rk. То есть, они должны быть расположены достаточно далеко друг от друга, см. рис.1n_5.17(рис.5.17)
.
Пусть теперь a и b - две какие-то династии из множества vir(D), например, две летописные династии, рис.1n_5.18 (рис.5.18)
. Мы хотим ввести некоторую количественную меру близости между двумя династиями, то есть "измерить расстояние между ними", оценить - насколько они далеки друг от друга. Простейший способ был бы таким. Рассматривая обе династии как векторы в пространстве Rk, можно было бы просто взять евклидово расстояние между ними, то есть подсчитать число r(a,b), квадрат которого имеет вид:
(a1 - b1)2 + ... + (ak - bk)2.
Однако численные эксперименты с конкретными летописными династиями показывают, что это расстояние не позволяет уверенно отделить друг от друга зависимые и независимые пары династий. Другими словами, такие расстояния между заведомо зависимыми летописными династиями и расстояния между заведомо независимыми летописными династиями в некоторых случаях оказываются сравнимыми друг с другом. Оказывается, иногда они имеют "один и тот же порядок".
Тем более нельзя определять "похожесть" или "непохожесть" двух династий, точнее, графиков их правлений, "на глаз". Визуальная похожесть двух графиков может ни о чем не говорить. Можно привести примеры заведомо независимых династий, графики правлений которых окажутся "весьма похожими". И тем не менее никакой зависимости тут на самом деле не будет. Как выяснилось, в данной проблеме визуальная близость может легко ввести в заблуждение. Требуется надежная количественная оценка, устраняющая зыбкие субъективные соображения вроде "похожи", "не похожи".
Итак, задача состоит в том, чтобы выяснить - существует ли вообще такая естественная мера близости на множестве всех виртуальных династий, которая позволила бы уверенно отделить зависимые династии от независимых. То есть, чтобы "расстояние" между заведомо зависимыми династиями было "мало", а "расстояние" между заведомо независимыми династиями было "велико". Причем, требуется, чтобы эти "малые" и "большие" значения существенно отличались бы друг от друга, например, чтобы они были отделены одним или несколькими порядками.
Оказывается, такая мера близости, то есть "расстояние между династиями", действительно существует. К описанию такого коэффициента c(a,b) мы сейчас и перейдем.
Итак, мы построили в пространстве R15 некоторое множество династий D. Были смоделированы две наиболее типичные ошибки, делавшиеся летописцами. Каждая династия из множества D была подвергнута возмущениям типов (1) и (2). При этом каждая точка из D размножилась в несколько точек, что привело к увеличению множества. Получившееся множество мы обозначали через vir(D). Оказалось, что множество vir(D) состоит примерно из 15x1011 точек.
Будем считать "династический вектор a" случайным вектором в Rk, пробегающим множество vir(D). Тогда по множеству vir(D) мы можем построить функцию z плотности вероятностей. Для этого все пространство R15 было разбито на стандартные кубы достаточно малого размера так, чтобы ни одна точка из множества vir(D) не попала на границу какого-либо куба. Если x - внутренняя точка куба, то положим
| число точек из множества vir(D), попавших в куб | |
| z(x) = | ----------------------------------------------------------------------------------- |
| общее количество точек в множестве vir(D) |
Ясно, что для точки x, лежащей на границе какого-либо куба, можно считать, что z(x)=0. Функция z(x) достигает максимума в области, где сосредоточено особенно много династий из множества vir(D), и падает до нуля там, где точек из множества vir(D) нет, см. рис.1n_5.19(рис.19). Тем самым, график функции z(x) наглядно показывает, как именно распределено множество виртуальных династий vir(D) по пространству Rk. Другими словами, где это множество "густое", "плотное", а где оно разрежено.
Пусть теперь нам заданы две династии
a=(a1,...ak) и b=(b1,...,bk),
и мы хотим оценить - насколько они близки или далеки. Построим k-мерный параллелепипед P'(a,b) с центром в точке a, имеющий в качестве диагонали вектор a-b, см. рис.1n_5.20 (рис.20)
. Если спроектировать параллелепипед P'(a,b) на i-ю координатную ось, то получится отрезок с концами
[ai - |ai - bi|, ai + |ai - bi|].
В качестве предварительного коэффициента c'(a,b) мы возьмем число
| число точек из множества vir(D), попавших в P'(a,b) | |
| c'(a,b) = | -------------------------------------------------------------------- |
| общее число точек в множестве vir(D) |
Ясно, что число c'(a,b) является интегралом функции плотности z(x) по параллелепепиду P'(a,b).
Смысл этого предварительного коэффициента c'(a,b) ясен. Династии, то есть векторы из vir(D), попавшие в параллелепипед P'(a,b), естественно назвать "похожими" на династии a и b. В самом деле, каждая из таких династий удалена от династии a не более чем от династии a удалена династия b. Следовательно, в качестве меры близости двух династий a и b, мы берем долю династий, "похожих" на a и b, в множестве всех династий vir(D).
Однако такой коэффициент c'(a,b) пока недостаточно хорош, поскольку он никак не учитывает то обстоятельство, что летописцы определяли длительность правлений царей с какой-то ошибкой, причем обычно тем большей, чем дольше длительность правления. Другими словами, нам нужно учесть ошибку летописцев (3), обсужденную выше.
Перейдем к моделированию ошибки (3). Пусть T - это длительность правления. Ясно, что длительность правления можно рассматривать как случайную величину, определенную на "множестве всех царей". Обозначим через g(T) число царей, правивших T лет. В работе [884] автор настоящей книги экспериментально вычислил эту гистограмму частот g(T) (плотность распределения указанной случайной величины) на основе данных, приведенных в "Хронологических Таблицах" Ж.Блера [76]. Положим h(T)=1/g(T) и назовем h(T) функцией ошибок летописцев. Ошибка h(T) в определении длительности T тем больше, чем с меньшей вероятностью случайная величина, - то есть длительность правления, - принимает значение T. Другими словами, небольшие, "короткие" длительности правлений царей лучше поддаются вычислению летописцев. Здесь хронист ошибается незначительно. Напротив, большие длительности правлений царей, встречающиеся довольно редко, летописец обычно вычисляет с существенной ошибкой. Чем больше длительность правления, тем большую ошибку он может совершить.
Функция ошибок h(T) для указанной плотности вероятностей случайной величины (длительности правления) была определена экспериментально [884], с.115. Разобьем отрезок [0,100] целочисленной оси T на десять отрезков одинаковой длины, а именно:
[0,9], [10,19], [20,29], [30,39], ... [90,99].
Тогда оказывается, что:
h(T)=2, если T изменяется от 0 до 19,
h(T)=3, если T изменяется от 20 до 29,
h(T)=5([T/10]-1), если T изменяется от 30 до 100.
Здесь через [s] обозначена целая часть числа s, см. рис.1n_5.21 (рис.5.21)
.
Учтем теперь ошибки летописцев при построении "окрестности" точки a. Для этого расширим параллелепипед P'(a,b) до большего параллелепипеда P(a,b), центром которого по-прежнему является точка a, и ортогональными проекциями на координатные оси являются отрезки с концами
[ai - |ai - bi| - h(ai), ai + |ai - bi| + h(ai)].
Ясно, что параллелепипед P'(a,b) целиком лежит внутри большого параллелепипеда P(a,b), см. рис.1n_5.20 (рис.5.20). Диагональю этого большого параллелепипеда является вектор a-b+h(a), где вектор h(a) выглядит так:
h(a)=(h(a1),...,h(ak)).
Его можно назвать ВЕКТОРОМ ОШИБОК ЛЕТОПИСЦЕВ.
Итак, мы смоделировали все три основные ошибки, делавшиеся летописцами при подсчете ими длительностей правлений царей. В качестве окончательного коэффициента c(a,b), измеряющего близость или удаленность друг от друга двух династий a и b, мы возьмем следующее число:
| число точек из множества vir(D), попавших в P(a,b) | |
| c(a,b) = | ---------------------------------------------------------------------------- |
| общее число точек в множестве vir(D) |
Ясно, что число c(a,b) является интегралом функции плотности z(x) по параллелепепиду P(a,b). На рис.1n_5.22(рис.5.22
) число c(a,b) условно изображается объемом призмы, имеющей в качестве основания параллелепипед P(a,b), и ограниченной сверху графиком функции z. Число c(a,b) можно, при желании, интерпретировать как вероятность того, что случайный "династический вектор", распределенный в пространстве Rk с функцией плотности z, оказался на расстоянии от точки a, не превышающем расстояния между точками a и b, с учетом ошибки h(a). Другими словами, случайный "династический" вектор, распределенный с функцией плотности z, попал в окрестность P(a,b) точки a, имеющую "радиус" a-b+h(a).
Из предыдущего видно, что роль династий a и b при подсчете коэффициента c(a,b) неодинакова. Династия a была помещена в центр параллелепипеда P(a,b), а династия b определяла его диагональ. Конечно, можно было "уравнять в правах" династии a и b, поступив по аналогии с предыдущим коэффициентом p(X,Y). То есть, можно поменять местами династии a и b, вычислить коэффициент c(b,a), а затем взять среднее арифметическое чисел c(a,b) и c(b,a). Мы этого не делали по двум причинам. Во-первых, как показали конкретные эксперименты, замена коэффициента c(a,b) на его "симметризацию" фактически не меняет получающихся результатов. Во-вторых, в некоторых случаях династии a и b действительно могут быть неравноправными в том смысле, что одна из них может быть оригиналом, а вторая - всего лишь ее дубликатом, фантомным отражением. В этом случае естественно помещать в центр параллелепипеда династию a, претендующую на роль оригинала, а "фантомное отражение" b рассматривать как "возмущение" династии a. Возникающие различия между коэффициентами c(a,b) и c(b,a) хотя и невелики, но могут послужить полезным материалом для дальнейших, более тонких исследований, которых мы пока не проводили.
2.3. Уточнение модели и вычислительный эксперимент
Сформулированный выше принцип малых искажений проверялся на основе коэффициента c(a,b).
1) Для проверки были использованы хронологические таблицы Ж.Блера [76], содержащие практически все основные хронологические данные, в скалигеровской версии, из истории Европы, Средиземноморья, Ближнего Востока, Египта, Азии от якобы 4000 года до н.э. до 1800 года н.э. Эти данные были затем дополнены списками правителей и их правлений, взятых нами из других источников и монографий, как средневековых, так и современных. Упомянем здесь, например, следующие книги: Ш.Бемон,
Г.Моно [64], Э.Бикерман [72], Г.Бругш [99], А.А.Васильев [120],
Ф.Грегоровиус [195], [196], Д.Эссад [240], Ш.Диль [247], Кольрауш [415], С.Г.Лозинский [492], Б.Низе [579], В.С.Сергеев [766], [767], Chronologie egiptienne [1069], F.K.Ginzel [1155], L.Ideler [1205], L`art de verifier les dates faites historiques [1236],
T.Mommsen [1275], Isaac Newton [1298], D.Petavius [1337], I.Scaliger [1387].
2) Как мы уже отмечали, под династией мы понимаем последовательность фактических правителей страны, безотносительно к их титулатуре и родственным связям. В дальнейшем мы иногда будем, для краткости, условно называть их царями.
3) Из-за наличия соправителей иногда возникают трудности при расположении этих династов в ряд. Мы приняли простейший принцип их упорядочения - по серединам периодов правлений.
4) Последовательность чисел, выражающих длительности правлений всех правителей на протяжении всей истории данного государства (то есть длина последовательности априори не ограничивается), будем называть ДИНАСТИЧЕСКИМ ПОТОКОМ. Подпоследовательности, получающиеся отбрасыванием тех или иных СОПРАВИТЕЛЕЙ, назовем ДИНАСТИЧЕСКИМИ СТРУЯМИ. От каждой такой струи требуется, чтобы она была МОНОТОННОЙ, то есть чтобы середины периодов правлений монотонно возрастали. Требуется также, чтобы династическая струя была ПОЛНОЙ, то есть чтобы она без пропусков и разрывов покрывала весь исторический период, охваченный данным потоком. Перекрытия периодов правлений при этом допускаются.
5) В реальных ситуациях по понятным причинам перечисленные выше требования могут быть несколько нарушены. Например, из рассказа летописца может выпасть год, или несколько лет междуцарствия. Поэтому приходится разрешать незначительные ПРОБЕЛЫ. Мы допускали лишь такие пробелы, длительность которых не превышает одного года. Кроме того, при анализе династических потоков и струй приходится постоянно иметь в виду возможность искажения подлинной картины в результате описанных выше ошибок (1), (2), (3), допускаемых летописцами.
6) Имеется еще одна причина нарушения четкой формальной картины. Она заключается в том, что иногда трудно с определенностью установить время начала правления царя. Например, считать ли его от момента фактического прихода к власти, или от момента формальной интронизации. Для начала правления Фридриха II, например, в разных источниках приводятся различные варианты: 1196, 1212, 1215, 1220 годы н.э. В то же время, с концом правления обычно никаких трудностей нет. Чаще всего, это смерть царя. Таким образом, мы приходим к необходимости "раздвоения" царя, или даже к рассмотрению его в трех вариантах. Большее число вариантов на практике, к счастью, появлялось исключительно редко. Все эти варианты включались в общий династический поток. При этом требовалось, чтобы ни одна из выделяемых в дальнейшем для исследования династических струй не содержала двух различных вариантов одного и того же правления царя.
7) Для всех государств из указанных выше географических регионов был составлен, - на основе собранных нами хронологических данных в скалигеровской версии, - полный список D всех летописных династий длины
15. То есть, был составлен список всех династий из 15 последовательных царей. Каждый царь может при этом попасть в несколько 15-членных династий, то есть династии могут "перекрываться". Перечислим основные династические потоки, подвергнутые статистическому анализу. Это: епископы и папы в Риме, патриархи Византии, сарацины, первосвященники в Иудее, грекобактрийцы, экзархи в Равенне, фараонские династии Египта, средневековые династии Египта, династии Византии, Римской империи, Испании, России, Франции, Италии, Османской = Оттоманской империи, Шотландии, Лакедемона, Германии, Швеции, Дании, Израиля, Иудеи, Вавилона, Сирии, Португалии, Парфии, Боспорского царства, Македонии, Польши, Англии.
8) После применения к списку D летописных династий возмущений типов (1) и (2), см. выше, оказалось, что получается примерно 15x10^11 виртуальных династий. То есть, в множестве vir(D) оказывается примерно 15x10^11 точек.
2.4. Результат эксперимента: коэффициент c(a,b) хорошо различает зависимые и независимые династии
Вычислительный эксперимент, проведенный в 1977-1979 годах мною совместно с М.Замалетдиновым и П.Пучковым, подтвердил принцип малых искажений. А именно, оказалось, что для заведомо зависимых летописных династий a и b число ВССД = c(a,b) всегда не превышает 10^-8 и обычно колеблется от 10^-12 до 10^-10. При вероятностной интерпретации это означает, что если рассматривать наблюдаемую близость двух зависимых летописных династий как случайное событие, то его вероятность мала, событие исключительно редкое, поскольку реализуется единственный из ста миллиардов шансов.
Выяснилось далее, что если две летописные династии a и b изображают две заведомо разные реальные династии, то коэффициент ВССД = c(a,b) "существенно больше". А именно, он всегда не меньше чем 10^-3, то есть "велик" . Как и в случае с коэффициентом p(X,Y) здесь важны, конечно, не абсолютные значения ВССД = c(a,b), а разница в несколько порядков между "зависимой зоной" и "независимой зоной", см. рис.1n_5.23 (рис.5.23
).
Итак, при помощи коэффициента ВССД удалось обнаружить существенное различие между заведомо зависимыми и заведомо независимыми летописными династиями.
2.5. Метод датирования древних династий и метод обнаружения фантомных династических дубликатов
Итак, при помощи коэффициента с(a,b) можно достаточно уверенно различать зависимые и независимые пары летописных династий. Важный экспериментальный факт состоит в том, что летописцы ошибаются "не слишком сильно". Во всяком случае, их ошибки существенно меньше величины, различающей независимые династии.
Это позволяет, в рамках проведенного эксперимента, предложить новый метод распознавания зависимых летописных династий и методику датировки неизвестных династий. Поступая по аналогии с предыдущим пунктом, вычисляем для неизвестной династии d коэффициент с(a,d), где a - известные, уже датированные летописные династии. Допустим, что мы обнаружили династию a, для которой коэффициент c(a,d) мал, то есть не превышает 10^-8. Это дает нам основание утверждать, что династии a и d зависимы с вероятностью 1-с(a,d). То есть, летописные династии a и d по-видимому соответствуют одной реальной династии M, датировка которой нам уже известна. Тем самым, мы датируем летописную династию d.
Эта методика была проверена на средневековых династиях с заранее известной датировкой. Эффективность методики полностью подтвердилась [904], [908].
Этот же метод позволяет обнаруживать в "скалигеровском учебнике по истории" фантомные дубликаты. А именно, если мы найдем две летописные династии a и b, для которых коэффициент c(a,b) не превышает 10^-8, это дает нам основания предполагать, что перед нами - просто два экземпляра, две версии описания какой-то ОДНОЙ И ТОЙ ЖЕ реальной династии M. Которая размножилась на страницах разных летописей, помещенных затем в разные места "скалигеровского учебника".
Повторим еще раз, что любые выводы или гипотезы, апеллирующие к "похожести" или, напротив, "непохожести" династий, могут считаться осмысленными только в том случае, когда они опираются на обширные численные эксперименты, подобные проведенным нами. В противном случае на первое место выступают туманные субъективные соображения, обсуждать которые вряд ли стоит.
