Чтобы не быть голословным, проиллюстрирую это утверждение картинкой аналогичной, приводимым в трудах по «новой хронологии», где за основу «дубликата» Восточной Римской империи были взяты русские цари. На существенные перестановки императоров пришлось пойти лишь в самом конце «параллелизма», когда вследствие падения Западной Римский империи, династический поток утрачивает гибкость.

Рисунок 1. Пример подбора «династического параллелизма»

Можно при желании легко найти и «событийные параллелизмы» между соответствующими правителями. Скажем, обращает на себя внимание пара Лжедмитрий — Непотиан, объявивший себя императором, пытавшийся с помощью гладиаторов (казаков) захватить власть в Риме, и жестоко убитый заговорщиками или легко находимые параллели событий при Екатерине Великой — Юстиниане Великом. Например: восстание Пугачева — восстание Ника, походы Велисария — Суворова.

Подсчитав КРМ этой династии мы получим 3.7%, еще лучшего результата можно добиться либо исключив Иоанна VI c Маркианом (меньше одного года) — 2.8%, либо объединив правительницу при малолетнем Иоанне Антоновиче — Анну Леопольдовну с Анной Иоанновной — 2.4%. Видимо авторы и сами смогли легко найти подобные абсурдные «параллелизмы», и уже в следующей статье [7] они пишут: «Однако более углубленный эксперимент […] выявил недостаточность КРМ для четкого различения пар зависимых и независимых описаний династий и желательность его замены его другим, теоретически и экспериментально более обоснованным показателем». Как увидим далее, заслуживает внимания и другая интерпретация — КРМ стал мешать подбору новых параллелизмов!

В статье [4] (в настолько общем виде, что ничего понять невозможно) и [1] А. Т. Фоменко предложил новый метод анализа династий. Однако и этот метод не лучше старого. Разбором этого метода мы и займемся. Предлагается рассматривать династии из n правителей как векторы в n-мерном пространстве. При этом координаты векторов соответствуют отдельным длительностям правления. Такая модель сомнительна — она предполагает независимость длительностей правления. Но ведь это не так! Например, проведенный мной статистический анализ длительностей правлений, приведенных в справочнике [8] показал, что после короткого, правления меньшего 3-х лет вероятность такого же короткого правления почти в 3 раза больше чем после длинного (больше 20 лет). Этот факт объясняется достаточно просто — в периоды смут правители часто сменяются, тогда как долго правящий правитель обычно успевает подготовить себе хорошую смену. Уже одного этого факта достаточно, чтобы поставить по сомнение корректность любых дальнейших «вероятностных интерпретаций» нового метода А. Т. Фоменко. Построенные частотные гистограммы в этих двух случаях заметно различаются. Кроме того, надо учитывать и постепенный рост средней длительности правления со временем (связанный в частности и с ростом продолжительности жизни) — этот факт также легко обнаруживается при анализе данных. Приходится констатировать, что статистический анализ длительностей правлений, приводимый А. Т. Фоменко в [4, c.114] сделан весьма поверхностно, а ведь это основа.

Проиллюстрируем сущность метода А. Т. Фоменко на примере пространства двух измерений, также как это делает автор в [2, т.1, с. 414–429], но пойдем для ясности в методе аналогий несколько дальше. Пусть у нас есть не список династий, а список городов с географическими координатами, измеренными с некоторой погрешностью. Мы почему-то решили, что в списке имеются «дубликаты» и нам их хочется обнаружить. Самое простое и естественное решение — рассчитать все расстояния между парами городов и посмотреть внимательно на пары, для которых это расстояние меньше вероятной погрешности измерения. Подобная процедура поиска близких династий в эвклидовой метрике, примененная мной к списку династий [8] не выявляет никаких особенностей, выходящих за рамки статистических распределений. Впрочем, о том же пишет и А. Т. Фоменко [2, т.1, c.420]. Что же предлагается делать в соответствии с «методикой распознавания дубликатов» А. Т. Фоменко? Выберем пару городов из списка. Построим на карте прямоугольник, центр которого совпадает с первым городом, а один из углов со вторым. Теперь учтем то, что координаты измерены с погрешностью и расширим прямоугольник исходя из возможной погрешности. Естественно, наши города распределены на карте неравномерно, скажем, чем больше широта и долгота (чем севернее и восточнее) тем их плотность на карте меньше. А. Т. Фоменко почему-то предлагается считать, что чем реже встречаются города (династии) тем больше их погрешности, и тем, соответственно, больше надо расширять прямоугольник (для обоснования этого факта всегда дается ссылка [4, c.115], но там мы с удивлением обнаруживаем всего лишь гистограмму длительностей правлений, ни о каких погрешностях речи не идет). Теперь нам потребуется определить «виртуальные» города. Оказывается, странный составитель списка мог вместо широты и долготы дважды написать широту или долготу, или записать вместо долготы сумму широты и долготы. Подсчитаем отношение числа получившихся виртуальных городов, попадающих в нарисованный прямоугольник (включая два рассматриваемых города) к полному числу виртуальных городов (в общем виде это число будет выглядеть следующим образом: V=Nx3x4^n-2x2, где N — число династий, а n — размерность; для каждого из городов-династий с n=2, получаем следующие 6 вариантов — (l,b); (b,b); (l+b,b); (l,l); (b,l); (l+b,l), где l и b — долгота и широта). Получившееся число А. Т. Фоменко предлагает считать мерой близости λ. При этом сделано еще одно неявное необоснованное допущение о равновероятности всех таких «виртуальных вариаций». Есть еще небольшая тонкость, что виртуальные династии надо строить только от тех реальных, у которых по крайней мере 2/3n+1 координат попадают в границы расширенного n-мерного прямоугольника (еще одно непонятное предположение).

От профессионального математика, академика А. Т. Фоменко вполне можно было бы ожидать аналитического рассмотрения свойств получающейся меры. Однако такого анализа сделано не было. Предлагается просто поверить, что мера работает хорошо, и обеспечивает надежное различения «зависимых» и «независимых» династий. Проверим.

Я воспроизвел метод расчета, предлагаемый автором новой хронологии, по возможности строго следуя описанию способа определения меры удаленности династий — λ. Для расчета использовались таблицы из книги [8]. В книге приведено 230 исторических династий, с древнейших времен до нашего времени, включающих 4563 правителя. Было составлено N=2123 частичных династий, состоящих, как и предлагается в [1] из 15 правителей, и затем, по методу А. Т. Фоменко обработаны все 4505006 возможные пары (мера не коммутативна — об этом ниже, поэтому обрабатывались все Nx(N-1), а не Nx(N-1)/2 пар). Это примерно соответствует заявленному А. Т. Фоменко числу обработанных пар. Правда, странным образом, в [1] называется 1 миллион, а в более ранней работе [7] — 4 миллиона пар, при том же самом числе виртуальном числе династий V=15x10¹¹. Перебрав всевозможные варианты, я могу предположить, что, видимо, речь идет о ~1400 династий, ~1400x700~10⁶ пар и неточной оценке V=1400x4¹⁵=1.5x10¹², не учитывающей особенности крайних правителей династии.

Автор метода утверждает, что введенная им мера имеет вероятностный характер, то есть величина находимых коэффициентов λ, прямо пропорциональна вероятности обнаружения пары династий. Однако, анализ полученных в результате численного расчета коэффициентов удаленности династий показал, что это не так. Эти коэффициенты имеют такое распределение, что их очень малые значения достаточно вероятны. Это можно достаточно легко показать и аналитически. На следующем графике показана получившаяся экспериментально гистограмма частот и ее увеличенная часть для малых значений коэффициентов. На горизонтальной логарифмической (!) оси отложена предложенная мера, а по вертикальной оси число пар, имеющих близкие коэффициенты.