Пространственное распределение богатых скоплений галактик из каталога Эйбелла тема автореферата и диссертации по астрономии, 01.03.02 ВАК РФ

Р Г 5 00 РОССИЙСКАЯ АКАДЕМИЯ НАУК

2 2 ¡ ¡ОРЗК'Нф Ленина и ордена Октябрьской революции ФИЭИЧЕСШ! ИНСТИТУТ имени П. Н. Лебедева

На правах рукописи УДК 524.77:524.82

Фетисова Татьяна Степановна

ПРОСТРАНСТВЕННОЕ РАСПРЕДЕЛЕНИЕ БОГАТЫХ СКОПЛЕНИЯ ГАЛАКТИК ИЗ КАТАЛОГА ЭИБЕЯЛА

Специальность 01.03.02 - астрофизика,

радиоастрономия

Лиссертация в форме научного доклада

на соискание ученой степени кандидата физико-математических наук

Москва,1993

Работа выполнена в Астрокосмическом Центре ФИРАН

Научные руководители - доктор физико-математических наук

|9.А. Либай |

и кандидат физшсо-математических наук

в. Ф. Шварцман |

Официалькые оппоненты - доктор ^.»зико-математических наук

П. Д. Насельокий и доктор физико-математических наук А. Д. Черяин

Ведушдя организация - Физико-технический институт им. А.Ф. Иоффе

Защита состоится 4 ¿"у^/ц1993 г. в час. на заседании специализированного Совета Д002.39.0 1 при Физическом институте им. П. Н. Лебедева Российской Академии наук по адресу: 117924,г. Москва В-333, Ленинский проспект, 53, ФИАН

С диссертацией можно ознакомиться в библиотеке ФИРАН

Диссертация в форме научного доклада разослана 4 икл~ртс<- 1993 г. Ученый секретарь

Специализированного Совета Д002.39.

доктор физико-математических наук

И. В. Попов

ОБЩАЯ ХАРАКТЕРИСТИКА РАБОТЫ Актуальность темы.

Верхний предел масштаба неоднородности распределения пещест-ва во Вселенной точно не опредсл-ен ди настоящего времени. Известна только верхняя граница, найденная пс измерениям флуктуация реликтового электромагнитного излучения. Эта величина имеет кардинальное значение для космологии пря исследовании происхождения и эволюции крупномасштабной структуры. По мере накопления наблюдательная данных масштаб неоднородности увеличивается и происходит наращение иерархии: звезды - галактики - кратные системы галактик - группы - скопления галактик. Картина чрезвычайно сложна, т.к. скопления совместно с группами и отдельными галактиками образуют гигантские система - сверхскопления.

Одна из самых актуальных задач современной наблюдательной космологии - проведение глубоких обзоров красных смещений галактик и скоплений галактик с целью определения хаббловских расстояний и составления выборсх, пригодных для статистических расчетов. До недавнего времени максимальным масштаба« неоднородности распределения светяяеЛШ вещества считалась величина -»гЗ^Н"^ Мпк -параметр кластеризация богатых скоплений галактик. Этот масштаб обнаружен прв расчетах пространственных корреляционных функций ДЛИ с^аййеййЙ (йапр., Бакал и Сонейра, 1983, Клыпин и Копылов. 16)83, Хукра и др., 1990),

Использование самых богатых скоплений галактик каталога Эй-беяла в качестве индикаторов крупномасштабных неоднородноетей было предложено Соколовым % Шварцманом (1974). Ожидалось, что на уровне именно этих объектов можно подойти к максимальному масштабу, при котором прослеживаются какие-либо структуры. Благодаря

6-м телескопу САО РАН в нашей стране стало возможным проведение спектральных оптических исследований по проверке космологических гипотез. Настоящая работа принадлежат к их числу. Впервые полученное еще в 1984г. указание на существование масштаба неоднородности ~125xh Млк получает все donee веские подтверждения б независимых исследованиях последнего вреыеви.

Цель работы первоначально состояла в экспериментальной проверке гипотезы Бернштейна и Шварцмана (1980) о сложности топологической структуры Вселенной. В процессе работы бал обнаружен неожиданно большой масштаб неоднородности в распределении богатых скоплений галактик и дальнейшие усилия были направлены на проверку этого результата и его подтверждение. Научная новизна работы.

1.Впервые измерены лучевые скорости 130 галактик, принадлежавши далеким скоплениям, и определена 68 новых красных смещений для скоплений каталога Эйбелла.

2. Благодаря fesswa измерениям краоиих саез^шй составлена выборка скоплений гайадак, расположений?, ь удаяейкой области проетр&нст-ва большого объема. Полученная выборка волна и не имеет аналогов по степени однородности.

3. Вперьме в 1984 г. была обнаружена немонотонность пространственной двуточечной корреляционной функции на максимальном кз известных масштабов 125*h-i Млк. Такой ze масштаб неоднородности распределения вещества во Вселенной был впоследствии обнаружен а наблюдательной космологии независимо при исследовании других проблем.

4. Показано, что для компактных по Цвикки скоплений галактик богатства полнота катааяогаа Эйбелла сохраняется до

расстояний, соответствующих z=Q.24.

5. Предложен способ работы с выборками, в которых у части объектов используется не измеренные, а оцененные красные смещения. Показана пригодность таких выборок для расчета пространственных корреляционных функций с цельп получения качественных оценок.

6. Впервые, на основании резкого различия коррелационных функций, получено указание на качественное различие между самыми богатыми

скоплениями ЭЯбелла и более бедяшгм скоплениями. Научная и практическая ценность работы

1. В настоящее время даже для полной выборки 1889 скоплений катакога Эйбел^а известны далеко не все расстояния. Пополнение коллекции красных смеиений весьма полезно для решения самого широкого круга проблем внегалактической астрономии.

2. Обнаружение масштаба 125»h~* Мпк имеет важное значение для построения теоретических моделей образования и эволюции крупномасштабной структуры.

3. Полудикое различие корреяяадовдьк функций самых богатых скоп-яеня* галактик С £¿-2) и корреляционных функций более бедных скоплений заставляет предположить возмоетость болев глубоких различий ыекду этими объектам«, что -стимулирует дальнейсше исследования и мохет прн&еети к важным астрофизическим выводам.

Апробация. Основные результаты докладывались и обсуждались eai Фешяграх кафедры астрофизики Государственного астрономического кнетатута им. Штернберга С1984, 1887), Астрофизическом семинаре под руководством И.С. Шкловского в ИКИ С1985), Астрофизическом семинаре ИКИ С1988), III Тартусском семинаре по актуальным проблемам космологии (1988), II Совещании по релятивистской астрофизике и космология, посвященном памяти В. Ф. Шварцмана С1988),

семинаре по релятивистской астрофизике и космологии под руководством И. Д. Новикова в ИКИ (1989. 1990), Астрофизическом семинаре под руководством В. Л. Гинзбурга в ФИАН С1991), Международной школе перспективных исследований в Триесте С1991), Объединенном астрофизическом семинаре в ГАИШ С1992), Совещании АКЦ в Пушшо (1992), Научной сессии АКЦ ФИРАН С1993). Один из полученных результатов (крупномасштабная неоднородность) отмечен в докладе главного ученого секретаря Президиума АН СССР акад. Г.К. Скрябина "0 деятельности Академии наук СССР в 195S г.".

Публикация. Основное содержание диссертации опубликовано в 10 работах.

Личный вклад автора состоит в составлении и поддержании на протяжении ряда лег каталога скоплений галактик с измеренными красными смещениями, участии в постановке задачи "Северный конус" и самостоятельной постановке задачи "Саный полуконус", подготовке наблвдений на 6-к телескопе а непосредственном в них участии, измерении красных смещение галактик из "Северного конуса" (измерения независимо дублировались А. И. Копыловым), участии в обработке сканерных спектров, полученных для задачи "Вжный полуконус", участии в расчетах корреляционных функций и самостоятельной интерпретации ряда результатов.

IIa защиту выносятся следующие результаты работы:

1. Список из 43 красных смещений для богатых скоплений галактик в северном галактическом полушарии и 23 - в южном, измеренных на 6-м телескопе Специальной астрофизической обсерватории.

2. Обнаружение особенностей пространственного распределения самых богатых и компактных скоплений каталога Эйбелла - наличие гигантской "стенки", толдина которой составляет около ТОи^Мпк,

а два другие измерения, видлмс, превышают 50(ИГ1Мпк, а также полости, избегаемой названными объектами, с характерным размером не мень-р

3. Расчет,на основе полной и весьма однородной выборки,трехмерной двухточечной корреляционной функции для сахых оогатьг.: и компактных скоплений галактик Эйбелла и обнаружение гыделенного масштаба г25*Ь_1мг1к.

4. Утверждение, ого полнота каталога ЭЯбеяла для самих богатых компактных скоплений сохраняется до расстояний, соответствующих красным смещенияк г=0.24.

3. Расчет пространственных корреляционных функция с участием оценок красных смещений, касэдй качественное подтверждение наличия выделенного масштаба з пространственном распределении скоплений галактик Зйбелла богатства ¡?д>2.

б. Обнаружение различия пространственных корреляционных функций у скоплений богатства Р-д>2 и таких же функций, рассчитанных для выборок, содержащих также скопления богатства

СОДЕРЖАНИЕ РАБОТЫ ВВЕДЕНИЕ

Побудительной причиной постановки задачи, впоследствии получившей название "Северный конус", была надежда обнаружить сложность топологической структуры Вселенной как целого. В случае удачи возникла бы возможность определения геометрических размеров мира, т.е. его протяженности вдоль замкнутых геодезических линий.

Напомним, что дифференциальные уравнения Эйнштейна описывают только кривизну пространства-времени, то есть его локальную структуру, ко не глобальные свойства (топологию). Поэтому общая теория относительности допускает модели шра, характеризующиеся всю-

- ь -

ду постоянной кривизной С изотропный фридмановский мир) и нетривиальной топологией.Эти модели могут,обладать рядом достоинств как физического, так и эстетического характера (Бернштейн и Шварцман, 1980).

Отличие топологически сложных моделей Вселенной от "стандартных" проявляется лишь на масштабах, превышавши "параметр склейки" мира и заключается в том, что один и тот же объект можно наблюдать на кебе в разных направлениях (существует несколько изображений - "духов" каждого физического объекта -• оригинала). Если в такой ситуации рассматривать трехмерную картину распределения, то возникают выделенные масштабы, соответствующие параметру склейки. В частности, на трехмерной двухточечной 'корреляционной функции должны наблюдаться узкие пики, характеризующие избыток числа пар с данными взаимными расстояниями.

Как было показано Соколовым и Шварцманом (19743, поиск "духов" разумно осуществлять, исследуя трехмерное распределение богатых компактных скоплений галактик. Эти объекты обладают всеми необходимыми для данной цели свойствами, а именно:

1. Они очень хороши в роли реперных точек или "маяков", т.к. заметны и узнаваемы на больших расстояниях.

2. Время их жизни очень велико, и вид "духа" не успевает прозволюционировать по сравнению с видом оригинала (напр., квазары, лучие, чем скопления, удовлетворяют первому требованию и не удовлетворяют второму).

3. Компактные скопления достаточно симметричны и выглядят одинаково, если смотреть на них вдоль разных геодезических, благодаря чему "дух" легче отождествить с оригиналом.

Богатые скопления галактик являются, по-видимому, наиболее

- ? -

массивным! объектами во Вселенной, поэточу исследование их распределения в пространстве само по себе, безотносительно к поискам "духов", представляет большой интерес. Особая привлекательность их с точки зрения наблюдений состоит в том, что, измеряя краснке смещения небольшого числа галактик, удается локализовать очень большие. кассы светящегося вещества. Все скопления каталога Эйбелла (1953) является богатыми. В данной работе главное внимание будет сосредоточено на объектах, которце ми будем называть "самыми богатыми" скопяенияш! Эйбеяяа. По его классификации, это скопления богатства 2 и больше. Существенный недостаток нашего выбора состоит з том, что объектов такого ранга в доступной наблюдениям области пространства достаточно мало, и все затруднения и неясности, которые будут изложены ниже, происходят из-за скудости статистики.

Следует сразу отметить, что проделанная работа ие привела к осуществлению надежд, связанных с гипотезой о неэвклидовоста наблюдаемого пространства. Ожидаемых узких пиков у корреляционной функции не оказалось. Можно лишь утверждать, что на масштабах до 100**1 Мпк нетривиалыюсть топологии не проявляется С Копылов и др. ,1987).

Основной результат, служащий предметом исследования настоящей работы, состоит в том, что у самых богатых компактных скоплений обнаружен избыток числа пар со взаимными расстояниями от 100« Ь'1 до 150хЬ-1 Мпк. Пространственная двухточечная корреляционная функция показывает заметное отличие от пуассоновского распределения в этом диапазоне расстояний. Неоднородность распределения светящегося вещества столь большого масштаба была получена впервые в 1984 г. Шварцманом, Копыловык, Кузнецовым и Фетисовой и

Рис.1. Схематическое изображение исследуемых областей. Наблюдатель находится в центре, указаны направления на северный и вжный полюсы Галактики и 30° зона избегания по обе стороны от галактической плоскости.

противоречила существовавшим теоретическим моделям, которые описывали формирование крупномасштабной структуры Вселенной.

Составленная нами выборка включает в себя самые богатые скопления Эйбелла с расстояниями (область В на 'рис. 13. Аналогичные статистические исследования с другими критериями отбора скоплений проводились ранее Клыпиным и Копыловым (1983) и Бакал и Сонейра (1983) (Р<240»<Ь"1Мпк, области А и С на рис.1). Существует также выборка Хукры и др. (1990) на площадке 58°<<5<78°, 10ь<а<15Ь с той же глубиной, что и наша. Ни одна из указанных выборок не обладает обнаруженной нами особенностью. Как

- а -

будет показано в глЖ причина состоит в том, что все перечисленные выборки включают, хроме самых богатых, и более бедные скопления, а выборка "Северного конуса весьма однородна и состоит только из самых богатых скоплений Эйбелла.

В настоящее время имеется несколько независимых указаний на проявление очень большого масштаба неоднородности L порядка 100* h-* Мпх в распределении светящегося вгаестза (Кокберг, Лукаш, 1992, Кинкарини и др., 1991), например:

1. Наблюдения распределения красных смещений галактик з различных одномерных "проколах" CzSO. 3) показывают существенное скучивание с расстояниями мевду пикаm от 128 до 30*h-i Мпк (Бродхерст и др., 1988, 1990; Буряк к др.,1991; Бахая, Î991)

2. Исследования пекулярных двяхеннй галактик на масштабе L>10»h~* *о 2=0.03 указывает на существование "Великого аттрактора". который представляет собой примерно 20-процентное сферически-симметричное превышение плотности над критической на масвтабе около lOOssh"1 Мпх Сем., напр., Линден-Белл и др., 1988; Бертшин-гер и др., 1990).

3. Трехмерное распределение скоплений галактик до z=0.1 выявляет скученность, подобную концентрации Иешга, включающую около 30 скоплений внутри области размером в те же 100*h_1 Мгос СТалли и др., 1992).

В свете перечисленных результатов масштаб неоднородности 125* h-1 Мпк, указание на который впервые возникло в работе группы, руководимой В.Ф.Шварцманом (Копылов и др.,1984), представляется уже не столь невероятным, каким он казался в 1984 г. К настоящему времени это максимальный масштаб, достигнутый в наблюдательной космологии, на котором прослеживаются какие-либо структуры.

I.ПРОГРАММА "СЕВЕРНЫЙ КОНУС" Проблема сводится к составлении и статистическому исследованию пространственного распределения как можно более полной и однородной выборки скоплений галактик. Координаты центров скоплений, данные о богатстве и степени компактности содержатся в широко известных каталогах Эйбелла(1958) и ЦвиккиС1961-1968), и вое трудности связаны с получением третьей пространственной координаты - расстояния. К моменту начала работы в 1979 г. большая часть скоплений не имела измеренных красных смещений и поэтому была сформулирована наблюдательная задача, специфичная для 6-м телескопа - массовое измерение красных смещений линий поглощения в спектрах слабых галактик, принадлежащих далеким скоплениям.

Программа наблюдений получила название "Северный конус" и была выполнена в 1981-1985 гг. Определим ограничения, накладываемые на выборку объектов программы.

&5Яёмемая_0бладть_п20СХЕанства_и_кеите2ии

Область пространства, где мы стремились получить максимально полную и однородную выборку, ограничена конической поверхностью с углом раствора 60° и осьв, направленной в северный полюс Галактики Срис.1). На небесную сферу данная область проектируется в виде круга с радиусом 30°, координаты центра которого «1д50=12^49ш, <5^ддФ=+27°24'. Края площадки достаточно удалены от областей, где начинает сказываться поглощение света в нашей Галактике. Т.о. , галактическая широта скоплений

Ьи> 60°

Поскольку не существует однозначных критериев для выделения скоплений галактик как астрофизических объектов, второе условие включения скопления в выборку состоит в том. чтобы оно входило

одновременно в два наиболее полных каталога - Эйбелла (1958) и Цвикки (1961-1968). Использовалось отождествление иазаванных каталогов, сделанное Караченцевым, Царевской я Щербановским (1975).

Скопления долюш принадлежать к числу самых богатых по Эйбеллу:

яА> г

и быть компактными

COMP

по Цвикки.

Отметим, что если отвлечься. от исследования топологии Вселенной и заниматься лишь крупномасштабным распределением наиболее массивных объектов, то последнее требование является излишним.

У И скоплений, удовлетворяющих описанным вше условиям, к моменту начала наблюдений красные смещения была известны. При выполнении программы "Северный конус" были измерены расстояния до 43 скоплений.

СпектЕалькые_наблвдения__галактик__т__скоплений

"Северного___конуса"___на___б^м____тедаскоде____Специальной

асиофиз ИЗеской _О6С§Е§§ХОЕЙИ t

Наблюдения проводились с февраля 1981 г. в течение пяти сезонов - до мая 1985 г. Требовалось сделать массовые измерения красных смещений линий в спектрах избранных галактик из далеких скоплений. Задача сводилась к определению лучевых скоростей у 1-3 наиболее ярких галактик в каждом скоплении. Для предварительного отсева галактик фона мы пользовались оценками z по Лейру и ван ден Бергу (1977) и сравнением вида галактики на 0- и £-картах Па-ломарского обзора неба. Наблюдательный материал был получен на

-iU-

дифракционном спектрографе UAGS в первичном фокусе БТА с ЭОПами УМ-92 САфанасьв,Шмонов, 1981) и УКК-91В (Брвхневич и др. ,1884). Полученные с экрана ЭОП спектры фотографировались на пленку А-600 или А-600Н, очувствленную прогревом в воздухе.

Обратная линейная дисперсия спектрограмм в большинстве '.о о

случаев была 110 А/мм при спектральном разрешении 8-10 А. Эллиптические галактики с красными смещениями 0.1-0.24 удобно наблю-

о

дать в диапазоне 3800-5500 А. В подавляющем большинстве случаев удавалось найти и отождествить линии поглощения К и H ионизованного кальция (К3933.7 и К3968.5) и полосу G (Х4304. 4). Только в одном случае, у ярчайшей галактики скопления А1101, наблюдались в эмиссии линии Н^, ^ и линия кислорода СХ3727).

Фотографирование спектра галактики 18га-19и требует изобраке-'ннй лучше 2"-3"Спо глазомерной оценке) при высокой прозрачности вблизи новолуния - сочетание условий достаточно редкое. За S сезонов общее время наблюдений составило 45 часов. Для получения одного спектра требовалось от 15. до 30 минут. Было снято около 120 спектров, что позволило определить лучевые скорости 88 галактик.

Смещения линий в спектрах исследуемых галактик относительно линий лабораторного спектра определялись на измерительных приборах ИЗА-2 в CAO и в ГАИШ. Из-за трудностей нахождения и отождествления линий у столь слабых галактик обработка проводилась независимо А.И. Копыловым и автором, и результаты сравнивались. Внутренняя точность наших измерений Дг=0.001. Несколько спорных случаев были исключены из рассмотрения. 11 из 88 галактик оказались фоновыми. Таким образом были получены красные смещения 43 скоплений, недостающих для составления полной однородной выборки в области "Северного конуса".

- -

Таблица 1 дает исчерпывающие сведения о скоплениях, из числа которых была сформирована выборка "Северного конуса". В колонке ИА приведены номера скоплений по каталогу Эйбелла; колонка N2* -номера скоплений по каталогу Цвикки; колонки « и 6 -прямые восхождения и склонения центров скоплений на эпоху 1950 г.; -галактическая широта скопления; - богатство по Эйбеллу; -

оценки красных смещений по Лейру и ван ден Бергу (1977); -

красные смещения, взятые кз литературы; №3 - число галактик, по которым они определены; 2 - красные смешения, измеренные нами на БТА и исправленные за галактическое вращение; N5 - число галактик, по которым они определены.

тент лвсЕ^ти

\ / V

Рис.2. Пространственное распределение самых богатых компактных скоплений Эйбелла.

За то время, пока проводились наблюдения, красные смещения десяти интересующих нас скоплений были измерены другими авторами. В табл. 2 приведены номера этих скоплений СНА); красные смещения и число галактик, по которым они Си л и определены, взятые из ,т/тг:-

Таблица 1. NA. ti2w а 6 Ь11 «A ZLB Zref NG 2 лепр. NG

1073 184-40 10h39m7 +36°54' 61 °2' 2 0.147 0.1390 3

1081 184-39 10 42.0 +35 50 61.8 2 0. 132 0.1588 1 Ü.1585 2

1094 155-34 10 44.9 +27 47 62.6 2 о. las 0.2004 1

1101 241-1 10 46.8 +44 38 60.2 2 0 ítíi 0.1614 1

1178 185-99 11 07.1 +34 S2 67. 0 го it's 0. 2595 i

1801 67-10 11 10.4 +13 42 63.2 2 1). 1ÜD 0.16СП i

1227 242-29 11 18.8 +48 19 62.7 2 0. Hi 0. 1117 1 0. M?? i

1234 126-60 И 19.8 +21 41 69.0 2 0.185 U.I353 ,о

1233 96-11 И 20.3 +19 55 68.4 2 0.100 0.1036 1 0.104'V 3

1246 126-6, И 21.2 +21 43 69.3 3 0.21В û. 216 1 - -

1278 126-40 И 27.6 +20 46 70.3 3 0.162 0. i ¿9 1 - -

1292 185-38 И 29.1 +36 07 71.0 2 0.175 0. 23IS \

1299 185-45 И 29.7 +34 16 71.7 2 0.183 0. £2'-.7 л

1304 185-39 11 30.1 +35 45 71.3 - 2 0.187 0. 23.Зл 2

1319 214-66 И 33.6 +40 22 69.8 2 0.261 0.23С0 2

1401 186-25 11 49.5 +37 33 73.9 3 0.133 0.1670 1 0.1643 4

1413 127-32 11 52.8 +23 39 76.8 3 0.121 0.1426 2 - -

1430 243-21 11 56.9 +50 04 65.2 2 0.215 0. 2105 2

1437 41-29 11 57.9 +03 37 63.3 3 0.178 0.1339 2

1445 13-10 И 59.2 +00 07 60.2 2 0. 169 0.1694 2

1487 158-43 12 09.3 +30 16 80.8 2 0. 257 0.2111 1

1493 158-38 12 10.9 +29 31 81. 4 2 0.145 0.1429 2

1497 158-41 12 11.6 +26 56 81.7 2 0.Í72 0.1669 3

1504 158-39 12 12.8 +27 48 82.0 2 0.169 0.1836 2

1514 128-3 12 15.4 +20 56 80.0 3 0.147 0.1995 1 - -

1524 42-2 12 19.2 +08 07 69.5 2 0.182 0.1369 2

1525 14-14 12 19.5 -0 53 60.8 3 0.325 0. 2590 1 - -

1530 14-1 12 20. 3 +02 22 64.1 3 0.227 0.2281 1

Таояша 1 С продолжение)

N'A H2W a ¿ D11 КЛ ZLB 7 Tel NG 2 испр

1533 14-4 12h22?0 +01 °и' 63?0 2 0.248 0.2341 2

1548 99-8 12 26.5 +19 42 80.7 3 0.185 0.1608 1 0.1614 1

1553 70-12 12 28.3 +10 55 72.8 2 0.228 0.1852 2 0.1576 1

1622 244-17 12 47.3 +50 07 67.3 2 0.230 0.2855 2

1650 15-10 12 96.2 -01 30 61.0 2 0.149 0.0845 2

1656 160-1 12 57.4 +28 13 88.0 2 0.014 0.0232 323 - -

1661 160-40 12 59.4 +29 21 87.0 2 0.195 0.1671 3

1667 160-23 13 00.9 +32 05 84.7 2 0.181 0.1648 2 - -

1677 160-22 13 03.5 +31- 10 85.1 2 0.200 0.1831 1 - -

1679 160-21 13 04.2 +32 04 84.3 2 0.195 0.1699 2

1689 16-14 13 09.0 -01 06 61.1 4 0.207 0.1784 2 - -

1697 245-26 13 10.7 +46 32 70.4 2 0.197 0.1829 г

1760 102-30 13 31.7 +20 29 78.1 3 0.203 0.168 - 0.1711 2

1763 218-30 13 33,2 +41 14 73.3 3 0.224 0.1870 1 0.2279 i

1774 218-25 13 39.0 +40 16 73.5 2 0.185 0.1691 2

1785 190-16 13 42.6 +38 24 74.3 2 С. 136 0.0792 1 0.2136 2

1793 162-14 13 46.7 +26 50 77.2 2 0.084 0.0621 13 - -

1289 163-60 14 14.5 +30 57 71.0 г 0.172 0.1860 3

1911 220-7 14 22.4 +39 Ц 67.3 г 0.155 0.Í913 1

1914 i92-24 14 24.0 +38 03 67.5 ■з 6.145 0.1712 2

1929 163-41 14 29.7 +29 43 67.8 г 0.1 SO о.гщ Í

1934 163-40 14 21.2 +29 il 67.5 3 0 169 0:2195 1 а 2195 1

1952 154-66 14 38.9 +28 51 65.8 г 0.28S О. 2480 о 1— - -

Ш58 164-41 14 41.1 +31 í. 65.3 г 0 242 а Ш& 1

1962 ■664-29 14 42.4 с 3 65.0 3 0.229 О 5320 2 - -

196? tó*-30 14 42.7 +31 4?. 6S.0 г 0 273 Ü.2Z10 2

1979 164-26 14 48.9 +31 с9 63.7 г C«. 173 >J.t№ 2

гт %ЗД-M 14 57,8 i-23 20 50. ? 2 C.17Î о, тг 2 - -

ратуры (гге|-,Ю; красные смещения, оцененные Лзйром и ван ден Бергом (1077) (г^); красные смекзния скоплений, измеренные нами на БТА и число галактик, по котором они были определены С2,ЯО. ■ Мокко убедиться, что согласие в пяти случаях очень хорошее, в двух случаях - для А1401 и А1533 приемлемое и объясняется разницей пекулярных скоростей галактик, по которым в двух работах определялись красные смещения. Значения z сильно расходятся у А1763 и А1785. В первом случае 2=0.187 определено по 1 гала; :кке и сильно отливается от оценки Лэйра и ван ден Берга. Поэтому в дальнейшем используется паше значение 2=0.2279, почт,! совпадавшее с оценкой. У А1783 г определено нами по 2 галактикам, а оцачха составляет 0.136,. поэтому галактику с 2=0.0792 мы считаем г-ол-вой. Для А1760 принято полученное нами значение, поскольку о^о определено пб двум галактикам, а несколько от яичная велш<4^£ иъ другой работы отмечена авторами как неуверенная.

Таблм^д 2.

НА '¿1В 2ГеГ № 2 N0

А1081 0.132 0.1588 1 0.1383 2

А1227 0.111 0.1117 1 0.1122 1

А1235 о.юо 0.1036 1 0.1044 3

А1401 0,133 0.1670 1 0.1^43 4

АЗ 348 а 183 0.1608 1 0.1614 1

А1533 0.228 0.1652 2 0.1676 1

А1760 0.203 0.168 1 0.1711 2

^1763 0,224 0.187 1 0. 2279 1

А1785 0.136 0.0732 1 0.2136 2

А1Й34 0,169 0.2193 0-2^ 1

Всякий раз при расчете корреляционной функции возникает вопрос о дальней границе исследуемой области, при которой сохраняется полнота выборки. С этой целью мы рассмотрели зависимость, изображенную на рис.3. №.. . '

М

тлГЧ

1Л

о

-Т-т-

п/

л—

сиз

25

г-ш | VI к>

Рис.3. Функция плотности числа скоплений в зависимости от расстояния. Полость конуса разделена концентрическими сферическими поверхностями на слои одинакового объема. Внутри каждого такого слоя (ДУ=26*10® Мпк) подсчитано число попадающих туда скоплений.

Видны две весьма существенные особенности распределения скоплений в данной области. Во-первых, вплоть до 19 слся, дальняя граница которого имеет радяус 2=0.235, число скоплений в каждом из эквиобьемов в среднем на уменьшается с расстоянием. Зявал Функции платности начинается после г^э.Щ. Статистическая выборка каталога Эйбелла (1958) С еключающая скопления богатства Кд-П считается полной до расстояний,соответствующих г=0.2. (По полученным нами данным, самые богатые скоплений представлены в каталоге достаточно полно вплоть до 2=0,24.

Во-вторых, гистограмма плотности »ыгвляет также избыток скоплений я сферическом слое между 2=0.161 и 184. В сг.ол с таки-

-гош границами попадает ¿8 скопления. Это превышение плотности представляет собой грандиозных размеров "стенку", пзресекаицую коническую полость; при толщине около 70*Ь~* Мпк она простирается I..» менее чем на БООхЬ"1 Мпк по двум другим измерениям.

Другая особенность распределения самых богатых .компактных скоплений Эйбелда - наличие "война" с характерными размерами около гООяГТ1 Мпк. Это хорошо видно на рис.2. Более бедные скопления в этой области присутствуют.

Сформированную выбор:./ можно сжать полной до 2=0.24. Сферическая поверхность такого радиуса принимается в качестве дальней границы исследуемо;, области. Чтобы избежать возможного влияния селекции по расстоянию на классификация скоплений по степени богатства и компактности, была введена также ближняя граница 2=0.06^ Во внутреннюю область конуса, ограниченную этими двумя сферическими поверхнс_тями, попадает 50 скоплений.

II.ТРЕХМЕРНАЯ ДВУХТОЧЕЧНАЯ КОРРЕЛЯЦИОННАЯ ФУНКЦИЯ ДЛЯ ВЫБОРКИ САМЫХ БОГАТЫХ КОМПАКТНЫХ СКОПЛЕНИИ ГАЛАКТИК. Метод расчета корреляционных функций впервые был перенесен из теоретической физики на решение астрономической задачи в работе Тотсуйи и Кихара (1969). Построив угловую корреляционную функцию для галактик из каталога Шейка и Виртанена (массовые измерения расстояний до галактик в те времена только начинались) и восстановив по ней трехмерное распределение, от получили многократно впоследст8ми подтвержденную зависимость

(СгЖг^г)1*8- г0= 4.7 Мпк. В работ® не приводится значение постоянной Хаббла, но, судя по всему, оно равно 100 (Сэндидх, 1865). В дальнейшем этот метод широко применяйся школой Пиблса (нэлр., Пиблс,1980).

Если рассматривать область I,. то можно оболначить вероят -

ность нахождения одного объекта во взятом наугад внутри этой области малом объеме а3х как р d3it, Это следует из определе -иия средней плотности р и требования однородности пространства, т. к. р не зависит от if.

Вероятность того, что в другом наугад »зятом объеме d^f (сн может находиться и вне области I) при условии наличия объекта з d33 тоже окажется один объект, рарна

- ^Ш3?.

Так определяется функция ? в предположении изотропности пространства,

Вероятность попадания объема б3? в область L в случав, если он находится от d3!l на расстоянии R, есть P({?,it). Эта функция зависит только от формы области L, и распределение объектов внутри L на нее не влияет.

Математическое ожидание числа пар объектов, разделенных расстоянием от R0 до RQ+AR в области I,

R+AR -о о

FCR.ARM/ J° dR / р d3iT J pa+<ClS~?l)d3?

Ro xeL yet PCR,$Ж ¡Й-?1-Ю

В это выражение введен множитель 1/2, поскольку пара объектов

х,к эквивалентна паре k,i,

Интегрируя по углам, получаем

F(R,№)*ARp2(t+f(R)) 2я ( x=L

NCR3=P^2ji i PCR,^d3i{ (J+Kft)), xeL '

Из последнего соотношения можно получить ягорреляадовдуа фудацип

NCR)

jfí»=--х

рг 2п S KR.bdH

Заметим,что. для пуассоновского С независимого) распределения объектов ?CR)=0 и число пар обьекгор $ уборке, распределен^0? по Пуассону

Таким образом,

NCR)

{CR)=--1 (1)

HpCR)

Этим выражением мы пользовались при расчетах. Злее}? tj.Cf!) -наблюдаемое число пар в выоорке 50 скоплеци^, р^ертоянце fcjepy которыми заключено пределах от р gg g+ДР'г - gqojpejoj^y-

ющее число пар при пуассоновском распределении точек внутри то# же области пространства. Генератором случайных чисел задавались три координаты, равномерно и независимо распределенные внутри параллепипеда, обьемлще^о иоследуемур область. Если точка попадала внутрь области, рка в случайна катадог. $щ

величины НрСR) принималось среднее по 100 таким каталогам. Каждый раз при вычислении корреляционной функции ICO налогов генерировались заново.

Для перехода от красных смезддай z к расстояниям до обьертрр г было выбрано соотношение, отвечающее рдоской модели Вселенной, заполненной пылевидной материей Спараметр ускорения qo-0.S):

r=2[l-l/Cl+z)ü'S; ráü.2*104n-l/a+z)0'5 Мак

H

~2Ъ "

-1 —1

Сздесь и далее Н=50 кы сек Млк ).

На рис.4 представлена корреляционная функция вычисленная для указанных 50 скоплений. Подчеркнем, что на вид ¡¡СЮ влияет не только вариация числа скоплений, но (из-за нормировки) и вариация величины объема, внутри которого определяется функция ИрШ. С целью контроля устойчивости рассчитывались корреляционные функции для нескольких вариантов

Ркс.4. Пространственная двухточечная корреляционная функаия для выборки 50 очень богатых компактних скоплений Забег, л а (Ь^>60°, 0.06<2<0.24). Показан 95'/. доверительный интервал, полученный для 200 квазипуасссновских каталогов с искусственной кластеризацией Еоспроизводли,ей пик в начале координат (Кузнецов, Липовецкий, 1937).

- 24В табл. 3 м" приводим значения корреляционной функции, вычисленной с шагом 50 Мпк. для 50 скоплений "Северного конуса", попадавших в область ыезду R=345 Мпк и R=1224 Мпк. Обозначения колонок следующие : R - расстояние в Мпк; ЖЮ - число пар реальных скоплений, расстояния между которыми удовлетворяет условию Rn-1< R< Rn; HCR) - среднее по 100 реализациям число пар точек пуассоновского распределения, расстояние между которыми удовлетворяет тому же условию; ¡¡(R) - значения расчитакной корреляционной функции ; а ~ среднеквадратичное отклонение числа пар от среднего при случайном распределении

100__ р

• 2 OÇTO- Hp^CR))

а = С-;-)0-3; т) - величина, характер /вщая в

99

единицах а статистическую значимость отклонений иссяе ¡¡уеиФ величины от усредненной случайной

Н0СК)-Г£Ш величины л = -g-.

Тьблици 3.

R NCR) NCR) ?(R) а г)

50. g 1.3 5.77 1.11 6.91

100. if 7.2 1.35 2.77 3.53

150. 17 19.2 -0.11 4.42 -0.43

200. 35 ' 34.9 0.00 6.19 0.01

250. 73 50.8 0.44 8.27 2.68

300. 98 63.9 0.53 9.3Q з.ез

3S0, 91 81.6 0.11 12.19 0.77

- ¿У-

11 Щ Ш) Ч

400. 88 93.7 -о.ов 12.64 -0.45

450. 102 100.8 0.01 11.78 0Л0

500. 112 107.3 0.04 12.19 0.37

550. 91 108.8 0.16 9.99 -1.78

600. 77 106.3 0.28 10.82 -2.72

650. 88 101.3 0.13 11.48 -1.16

700. 81 91.9 -0.12 11.11 -0.98

750. 53 76.3 -0.31 10.89 -2.14

800. 65 63.9 0.02 11.34 0.10

850. 60 46,7 0.28 11.30 1.17

900. 49 32.7 0.50 9.76 1.67

950 14 19.0 -0.26 7.85 -0.64

1000 5 10.7 -0.53 3.71 -1.00

1050 0 4.2 -1.00 3.13 -1.34

1100 0 ю -1.00 1.64 -0.93

1150 0 .4 -1.00 0.76 -0. 51

1200 0 .1 -1.00 0.24 -0.23

Поведение корреляционной функции на расстояниях от 0 до 100 Мпк согласуется с результатами других авторов (напр., Клыпик, Копылов, 1983; Бакал, Сонейра. 1983). Не приведенный здесь расчет ?(Ю с шагом 20 и 30 Мпк показывает, что в диапазоне 10-100 Мпк возможна аппроксимация степенным эахонрм

?СЮ= (1М?0)~а, где а-1.310.. 3, а =80+10 Мпк.

Отличие от нуля в диапазоне 200-300 Иск является статистически значимым. Оно качественно согласуемся с результатами Бакал и Соьейра (1983), однако в этой работе {(250кт0=0.05, нсгХу тем как Лля нашей выборки 5(250Мпк)=0.53- 0.14. Этот оезугьтат . является неожиданным и киле описываются допытки, предпринятые для его проверки, подтверждения и объяснения.

III. ИССЛЕДОВАНИЕ ВЫДЕЛЕННОГО МАСШТАБА 200-300 Мпк В РАСПРЕДЕЛЕНИИ БОГАТЫХ СКОПЛЕНИИ ЭЙБША.

Значимость пика корреляционной функции вблизи начала координат сомнений не вызывает, и полученные данные подтверждают хорошо известный факт, что скопления скучиваются с параметром кластеризации тем большим, чем богаче входящие в выборку объекты. По нашим данным, для самых богатых скоплений Эйбелла получена величина 80 Мпк.

Наличие первого пика заставляет отвергнуть гипотезу о пуас-соновском распределении объектов. Поэтому обсуждение статисти-- ческой значимости второго пика корреляционной функции в рамках этой гипотезы является некорректным. Он обращает на себя внимание, потому что формальное отклонение от случайного распределения составляет около 3.5 а ( а есть среднеквадратичное отклонение значений выборочных корреляционных функций для искусственных каталогов с пуассоновским распределением объектов).

Кузнецов и Липовецкий (1987) оценили статистическую значимость второго пика. Рассматривались случайные каталоги с искусственно наложенной кластеризацией, которая обеспечивала наличие пика в начале координат. В первых трех точках корреляционная функция для акт" каталогов совпадала с наблюдаемой. Усреднение производилось по двумстам квазислучайным реализациям На рис.4 приведены доверительные интервалы. Уровень значимости выбран равным 0.95, т.е. в каждом интервале ра стояний 30 искусственных каталогов из 200 дают значение меньше нижней границы и 10 - больше верхней. Интересующий нас пик наблюдаемой корреляционной функции вы-

ше вобранного доверительного уроэря К, следовательно, с 93% увв-рэнноо^ьр нельзя объяснить зту особенность случайной флуктуацией, увязанной со скучивааие^ скоплений галактик ffg меньшем масштабе.

Исйшеше.тшЕвадьаосд.ейьзднйниз^егдреЕд-лика,.

объем выборки позволяет рассмотреть .пространственное распределение скоплений, не прибегав к статистическим методам. Следует исключить простейшую возможность, из основе которой доэздо было бы полупить триризльное объяснение второго пика корреляционно^ функции выборки "Северного конуса1'. Группы скоплений, обеспечирарщие скуч1)вание НЗ масштабе 80 МПК, могут оказаться причиной избытка чцсда пар, давних вклад во втррой пик, если дри случайно будут расположены яз расстояниях ¡200-300Мл к. Детальное рассмотрение картины пространственного распределения скоплений пок^здаает, jfp это не та)с.

Рострркэ корреляционную фунтик с шагом 30 MiW.MW убедились, что umpijffa первого пика ограничена значением Р=90 Мпк, а в цнтер^аде 90-120 Мпк язблодзется уже недостаток числа пар. Первый ПИК, столь высокий по сравнение с пуассоновским распределением в данном диапазоне, оЗразовад да самом деде весьма небольшим числом рар, и их можно рассмотреть "nc!ii,:.e|;i!Q''. Групп скэплений со взаимными расстояниями меньше 9Q Hi]if всего пять. Они образованы следующими скоплениями: A1292-AJ2B9-A1304; А1497-А1004; А1330-A1S33; 661-А1667-А1677-Д1679; Aie29-A1934-A19S8-Al961-A1963.

Били рассмотрены "поашенчд" ТЗ»*® пары скоплений со взаимными расстояниями 200-300 Мак. Окаэздось, что ни одно ks пгречио-лениьш скоплений, входящих в группа, ке образует так«* пар со скоплениями из других групп. " Интерференцию" между тесаьгх? группам^ можно исключить - она не дает вк>чда в пук яц 200-300

Мпк. Тривиальное объяснение этой особенности корреляционной функции несостоятельно и, следовательно, .неоднородность имеет другую природу.

Рассматривая пары,, дащие вклад во второй пик, мы убедились, ■ что выделенный масштаб своеобразно "распределен" по всей выборке: каждое скопление имеет . по крайней мере одного соседа на расстоянии, попадающем в интервал 200-300 Мпк.

Старобинским и Эфстатоу было высказано предположение, что полученная нами корреляционная функция может оказаться анизотропной, т.к. выделенный масштаб возникает из-за возможной систематической погрешности карт Р.аломарского обзора. Имеется в виду способнее привести к потере слабых галактик уменьшение чувствительности на краю пястияки по сравнению с ее центром. Для проверки этой гипотезы достаточно рассмотреть ориентацию пар объектов, дающих к быток корреляционной функции, по отношению к наблюдателю. Если гипотеза верна, то направление векторов, соединясаих эти пары, должно быть преимущественно ортогонально направлению на наблюдателя.

В работе Фетисовой, Кузнецова и Старобинского (1990) выла построена "анизотропная" корреляционная функция, выражаюадя избыток (по отношению к случаю Однородного пуассоновского распределения) чиста пар с расстоянием между объектами в заданном интервале и определенной ориентацией по отношению К наблюдателю. На рис.5 приведены корреляционные функции для четырех интервалов угла между вектором, соединявшим Пару объектов, и направлением на наолюдателл.

Рис.5.

Действительно, вид функции меняется в зависимости от ориентации пар. Однако для всех четырех интервалов избыток пар с расстоянием 200-300 Мпк имеет место. Это свидетельствует о том, что выделенный масштаб не является результатом наблюдательной селекции указанной природы. Для объяскенеяия того, что наиболее явно выражен все-таки избыток числа ортогональных пар, по- видимому, следует вспомнить о наличии ухе обсуждавшейся "стенки", которая пересекает полость конуса взлиза 2=0,17,

0_а§5ьнейЩ22_возм2йзстя2_изхчекяя_аЕОзхЕ^еИ

Ка оснозании всего сказанного выше ¡ж имеем право гсьерить лишь ой обнаружении указаний на сувествование еыд&теннсгс большого масштаба в распределении самых богатых, кемпахтных скоплений. Скудость статистического материал?, служат источником

'неуверенности.

расширить выборку, состояиую из скоплений интересующего нас класса, можно либо увеличивая объем исследуемой области, либо несколько изменяя критерии отбора.

Скопления "Северного конуса"- саше массивные по ' Эйбеялу и компактны по Цаикки. Требование компактности связано с топологическим аспектом первоначально сформулированной задачи. Но было бы естественным предположить, что обнаруженная неоднородно лъ характерна для всех массивных скоплении, а не только для компактных. Целесообразно расширить выборку, сняв критерий компактности.

Что же касается увеличения объема исследуемой области, то пока невозможно отодвинуть ее дальнюю границу, поскольку глубина каталога Эйбелла ухе исчерпана. Увеличивать же угловые размеры "Северного конуса" нежелательно либо из-за нарастающего галактического поглощения, ли<5о из-за величины зенитных расстояний для пластинок Паломарск-го обзора, где выделялись скопления. Далекие скопления галактик чувствительны к такого рода селекции, по-.видимому, ухе при галактических широтах порядка 40°-50°. Введение хе функции селекции внесет дополнительную неопределенность.

В такой ситуации, видимо, целесообразнее всего перейти в ю*кое галактическое полушарие и провоста там работу, аналогичную сделанной в "Северном конусе". Исследование полностью независи-• мой, удаленной от прежней, области пространства, объем которой сравним с объемом "Северного конуса", позволит понять, является ли выделенный масштаб 200-300 Мпк случайным, или же это реальное и обцее свойство распределения светящегося вещества. Новая выборка способна дать независимое указание на особенность именно в эфом диапазоне расстояний. Очень важно, что в двух выЗорках

не будет ни одного общего объекта. При расширении старой выборки есть опасность,что какая-либо случайная конфигурация будет давать устойчивую особенность корреляционной функции.

Можно указать еш,е ряд причин, по которым предпочтен переход в южное галактическое полушарие. Как уке отмечалось, между г=0.16 и 2=0.18 наблпдается явный избыток скоплений галактик. Он обусловлен гигантской "стенкой", перекрывающей исследуемую область. По налим оценкам, она имеет толзщну около 100 Мпк и простирается, по меньшей мере, на 1000 Мпк по двум другим направлениям. Работая в южном галактическом полушарии, можно попытаться выяснить, имеются ли образования,сравнимые с указанным по масштабу, по другую сторону от нашей Галактики. Появится возможность проследить свойства распределения скоплений на расстоянии, соответствующем Д2=0.5, а также продвинуться в решении топологической задачи, сформулированной Соколовым и Шварцманом С1974).

IV. ПРОГРАММА "ЮЖНЫЙ П0ЛУК0НУС" И РЕЗУЛЬТАТЫ РАСЧЕТОВ КОРРЕЛЯЦИОННЫХ ФУНКЦИИ С УЧАСТИЕМ ОЦЕНОК КРАСНЫХ СМЕЩЕНИИ ' Нее ледуема я ^область Л йсотванства _и. г5рите{5ии_отбова.Чбьекхдб^ Работа над программой била начата до публикации продолжения каталога ЭМелла на южном небе (Эйбеял, Корвин, Ояовик-; 1939). Мы ограничились скоплениями Эйбелла (1938) и новая независимая выборка составлена в области, имесдеи форму полуконуса; галактическая широта скоплэний в первоначальном варианте ~50® к долгота 30°< 210°. Ось полуконуса направлена в южный полюс Галактики. Объем исследуемой области сесгаьяяет около 41С;<106

5 А О

Мпя' £"Северный конус" ийгет объем около 470*10 Или")

В эту область попадает 113 скоплений Этзеяяа богатства

-Ъ2 -

Стребование компактности по Цвикхи было снято). Для 36 скоплений красные смещения либо известны из литературы, либо были сообщены Олоьиноы..

Наблюдения проводились в сентябре-октябре 1988 г. В силу географического положения БТА (широта 45°) в программу были вклс ie-ны только скопления с 6 > -12°. Удалось получить спектры 82 галактик, принадлежащих 37 скоплениям из 42. . Галактики отбирались так же, как описано в гл.1. Вместо ЭОП и фотоэмульсии на этот раз использовался 1024-канальный сканер БТА (Афанасьев и др., 1987), . расположенный в фокусе Нэсмит-1, со счетчиком фотонов. В качестве входной апертуры использовались две щели размером 2"х4", расположенные на расстоянии 40м.Первичная обработка спектров осуществляла ь по стандартное процедуре, принятой в CAO (исправление за локальные неоднородности, линеаризация спектров, вычитание спектра • ночного неба В результате для каждого наблюдения получались спектр галактики м спектр неба вблизи нее. Практически все интересующие нас галактики былк весьма слабыми, поэтому общепринятый метод кросс-корелляцин для определения лучевых скоростей был неэффективен и был разработан нелинейный алгоритм обработки, позволивший измерить смещения линий в большей чайти спектров (Кузнецов, 1993), ' В результате мы можем привести уверенно определенные гелиоцентрические красные смещения для £3 скопле1 й.

Эти Д1 ные включены ь табл. л, где содержатся скопления, из которых можно составить полную выборку для "Южного полуконуса", аналогичную высорке "Северного конуса". Приводятся номера скопив-

.«й по Эйбеллу (МАЬеН) .оценки 2 по Лейру „ ва„ де„ Вергу С2Г„) гелиоцейтричеокие красные смешения, измерение нами СКШ А Копылов™ САК) „ли взятые из каталога Эйоелла и др. с1989). Приведены такке со знаком неуверенно определенные нами красные

смещения скопления, для ,оторых необходим провести дополнительные наблюдения.

Таблица 4

«bell ZLfj 2 Ref

А10 0.194 0.1854 c-RL 2 All 0.168

A12 0.180 0.1255; n-L A13 0.113 A1Ô 0.119 0.0838 АС0 A19 0.280 0.1872: FKL 1

0.142 0.1432 АС0 A28 0.204 0.1052 -ACO

0.1845 FKL г

A30 0.222 A36 0.141

A41 0.264 0.2750 ACO A42 0.146 0.1087 AC0 A45 0.190 A50 0.173 A57 0.201

A90 0.139 0.1419 FKr , A97 0.178 "

A101 0.148 0.1162 FKL ?

АЮЗ 0.154 0.1931: FKL г

АЮ8 0.147 0.1016 FKL 2

AJ" 0.181 0.1610: FKL 2

АПЗ 0.189 0.192Ô- FKL I

A129 0.222 0.1503: FKL 1

1

Kef NG

NAbell ZLB A135 0.245 A140 0.181 0.1591 ACO AU1 0.237 0.2300 ACO A142 0.249

A145 0.213 0. igog: FKL A153 0.174 0.1282 FKL 2 A1S8 0.051 0.0443 ACO A187 0.169

A192 0.199 0.1215 AK A198 0.261

A202 0.208 0.1500 FKL 2 A209 0.197 0.2130 ACO А2П 0.151 0.1360 FKL 2 A222 0.220 0.2110 ACO A223 0.219 0.2070 ACO A230 0.250 A239 0.182

A254 0.221 0.1576: FKL 1 A265 0.235 0.12S8- w г A274 0.101 0.1290 ACO A286 0.193 0.0791 ид

0. 2503: г^г , A293 0.148 C.ib^f

NAbell ZLB z Ref NG A314 0.227

A31S 0.168 0.17S2 FKL 1 A356 0.251 0.1958 FKL 2 A359 0.257 0,2448 FKL 2 A381 0.235'.0.1793 FKL 2 A383 0.196 0.1871: FKL 1 A388 0.207 0.1342: FKL 1 A395 0.183

A423 0.089 0.0797 ACO A2464 0.297 A2473 0.160 A2474 0.183

A2482 0.239 0.1810 FKL 2 A2488 O.cJl

A2496 0.126 0.1233 ACO A2521 • 0.133 0.1359 ACO A2529 0.191

A2534 0.191 0.1976 ACO A2536 0.204 0.1971 ACO A2541 0.153 0.1018 ACO A2546 0.160 0.1119 ACO A2547 0.162 0.1492 ACO A2550 0.166 0.1543 ACO A2552 0.282

A2554 0.114 0.1060 ACO

A2560 0.197 •A2575 0.242

NAbell ZLB Z Ref NG

A2576 0.181

A2585 0.192

A2587 0.204

A2612 0.219

A2613 0.144

A2615 0.242

A2616 0.195 0.1832 ACG3

А26Й) 0.213 0. OSSO ACO

o. m.i FKU í

A2623 0.172 o.im /iCO

A2624 0.314

A2628 0.300

A2629 0.219

A2631 0.258 0,Z753 na< ■í

A2632 0.234 0. ЩС m

A2635 0.144

A2636 0.192 0. !£3?3: РХЬ 1

A2638 0. НИ 0.032â А СО

A2641 0.213

A2645 0.267 0. 2460 ACO

A2646 0.216 0.1930 ACO

A2652 0.229 0.1918 FKL г

A2654 0.204 0.1252 FKL г

A2655 0.175

A2658 0.218 0.1850 ACO

A2661 0.240 0.0636 ACO

0.1911 FKL г

A2663 0.222

A2664 0.221 0.1466 FKL г

-35-

I

Е А'С А/А£еи 2/й г

А2667 0.276 А2689 0.250

А2670 0.075 0. 0749 АС0 А2694 0.135 0.0958 АС0

А2671 0.150 0.1790 па 2 А2697 0.229

А2674 0.238 0.2023 па 2 А2698 0.155 0.0974 ГК1 3

А2679 0.212 А2704 0.227

А2680 0.164 А2708 0.160

А2684 0. 219 0.1668 2

Расчеты_коЕ2еляи,ионньгх_ф'йкций

Составление новой полной выборки далеких скоплений с измеренными г требует дальнейших длительных наблюдений. Нас интересует два вопроса: сохранится ли второй пик корреляционной функции, если отказаться от требования компактности скоплений я, самое главное, сохранится ли он для южной, полностью независимой и удаленной выборки. Мы попытались получить какие-либо предварительные указания, используя для расчета корреляционных функций, наряду с измеренными, оцененные Лэйроы и ван ден Бергом (1977) красные смещения.

Были рассмотрены 223 скоплений Эйбелла с измеренными красными смещениями из того же диапазона расстояний, что и в "Северном конусе, (для скоплений, расположенных ближе, качество оценок лучше). Сопоставив оцененные и измеренные 2, можно убедиться, что 43% скоплений имеют оценки, которые либо совпадают с измеренными в пределах точности измерений, либо смещают объекты с истинных положений настолько, что, участвуя в расчете корреляционной функции и, предположительно, давая вклад в йнтересусаий нас пик, не создают пар, выходявдх за его пределы, а лишь размывают его. Остальные оценки 2 полностью ошибочны и приводят к повышению уровня шумов корреляционной функции.

Для проверки возможности работы с такими допущениями (расширением выборки за счет введения некомпактных скоплений Эйбелла и использованием для части скоплений оценок г) была рассчитана корреляционная функция в области "Северного конуса". Здесь находятся 87 богатых (1?д£2) скоплений. 63 из них имеет измеренные г. Для остальных взяты оценки по Лэйру и ван ден Бергу. Таким образом, мы можем работать с выборкой из 87 объектов, имея в виду, что 63 из них имеют точную локализацию, соответствующую г измеренному, примерно 10 оценок достаточно хороши, чтобы пары с участием этих скоплений могли бы дать вклад в интересующий нас пик, возможно, размывая его Сэто будет справедливо в случае, если исследуемая особенность корреляционной функции свойственна также и этим, некомпактным и массивным скоплениям - гипотеза, которую мы пытаемся проверить). Остальные же 14 - это неверно локализованные объекты, и пары, образованные с их участием, будут искажать корреляционную функцию, приближать ее к пуассоновской в широком диапазоне.

Такая трехмерная двухточечная корреляционная функция, аналогичная построенной для 50 объектов "Северного конуса", а теперь для 73 эффективных объектов, приведена на рис.7. Ее вид не противоречит проверяемой гипотезе. В области 200<К(300 Мпк сохранился подъем. Здесь {(1?=225 Мпк) =0.44*0. И. Формальная статистическая значимость этого пика составляет 4.19 а. Особенность, присущая корреляционной функции выборки "Северного конуса", оказалась устойчивой после снятия критерия компактности и привлечения к расчету для части объектов оценок красных смещений.

Проверив разумность используемого метода на "Северном конусе", можно сделать последующие шаги, сознавая их предварительный

характер. Рассмотрены еще три выборки, и на рисунках приведены функции плотности и корреляционные функции.

10--

Рис. 6. Плотность числа объектов в зависимости от расстояния для выборки скоплений богатства Ид22 (критерий компактности снят) из области "Северного конуса" (В11>60°). Дальняя граница та же, что и у выборки 30 компактных скоплений. На этом рисунке, так же, как и на рис. 8, 10 и 12 полость конуса разделена на концентрические сферические слои одинакового объема и подсчитано число скоплений, попадающее внутрь каждого из них. УСЮ - номер слоя, N - число скоплений внутри него.

Рис.7. Трехмерная двухточечная корреляционная функция для выборки 87 скоплений богатства 1?д>2 из области "Северного конуса" (ВП>60°, КтХп=345 Мпк, Йтгх=1224 Мпк). Измерены 63 г. Еще около 10 объектов локализовано с приемлемой точностью. Число "эффективных" объектов 73. ?(225 Мпк)=0.44*0.11. Формальная статистическая значимость пика 4.19 а. Здесь, как и на рис.9, 11, 13, нанесен уровень 1сг, рассчитанный для 100 случайных каталогов.

Рис.8. Плотность числа объектов в зависимости от расстояния

т г

для выборки скопления богатства Я^г из "Югаого полуконуса" (Ег < -60°, 30°< 210°). Видно, что полнота выборки сохраняется,

выборки 70 скоплений богатства из "Юкгюго лолуконуса" СВ 2 -60°. 30°< 1П5 210°,Нт1п=343 Мяк, 1^=1224 МшО. Измерены 30 2. Около 17 из оставшихся объектов локализованы с приемлемой точность!). Число "эффективных" объектов 47. ?(223 Мпк)=0.59-0.12. Формальная статистическая значимость пика 4.77а.

Рис.10. Плотность числа объектов в зависимости от расстояния для выборки скоплений богатства из области "Северного

конуса" (В^бО0). Видно, что для более бедных скоплений селекция по расстоянию начинает сказываться раньше, чем для самых богатых. Число объектов возросло, поэтому для определения дальней границы выборки был применен критерий В качестве дальней границы выборки принято значение г=0.1839 (971 Мпк).

VI

ьг

Щ-

гЬо'' 4>о'

-1-о

К

600

еЬо' '

МО

Рис.11. Трэ»

замерная двухточечная корреляционная функция для выборки 249 скоплений богатства из области "Северного конуса" СВП>60, Ршп=345 Ипк, 1^=971 Мпх). Измерено 91 красное сыз-цение. Еще около 68 скоплений имеет достаточно точные оценки г. Т.о., число "эффективных" объектов 159. г;С225 Мпк) =-0.01*0.05. Второй пик отсутствует.

VI к;

Рис.12. Плотность числа объектов в зависимости от расстояния для выборки скоплений богатства Яд>1 из "Югаого полукснуса". С помощью критерия ^ дальняя граница выборки проведена при

z=0.1691 С902 Мпк).

Рис.13. Трехмерная двухточечная корреляционная функция для выборки 97 скоплений богатства R^äl из "Южного полуконуса" -60°, Р;х1п-Э43 Мпк, Rjnax=902 Мпк). Намерено 33 z. Около 27 других z оценены с приемлемой точностью. Число "аффективных" объектов 60. ?(225 Мпк)= =0.11*0.07. Второй пик отсутствует.

Сравнение рис.7 и 9 с рис.11 и 13 показывает, что характер пространственного распределения резко меняется в зависимости от степени богатства скоплений, составляювдх выборку. Только самые богатые скопления Эйбэлла С Ел>2) на масштабе 250 Мпк распределена не по Пуассону. Это прослеживается по двум независимым выборкам -на севере и на юге. Обнаруженное различие между самыми богатыми и более бедными скоплениями галактик представляется . весьма интересным и указывает на возможность выделения самых богатых скоплений Эйбеляа как особого класса объектов. После того, как все красные смещения в выборке будут измерены и построена точная корреляционная функция, можно будет попытаться найти более точную классификационную границу между этими скоплениями, исходя из их пространственного распределения, а также выяснить возможные различия з их физической природе.

Эффект существования заметкой особенности в корреляционной функции только для самых богатых Са значит, и наиболее редких) скоплений вполне естественен, если принять популярную в настоящее время гипотезу, что корреляционные функции любого класса объектов пропорциональны корреляционной функции £рр(г) для распределения неоднородностей всей материи,' причем коэффициент пропорциональяо-

з

стьи b Сгде Ь - так называемой параметр смещения (biasing parameter)) тем боль' э, чем меньше пространственная плотность рассматриваемого класса обьектов (см., например, Бакая и Сен, 1992). Поэтому, если f^.имеет слабую особенность при г порядка 200 Нпк, возникающую например, из-за существования модуляций в начальном спектре адиабатических возмущений (Старобинский,. 1992), то эта особенность может быть достаточно усилена для того, чтобы стать наблюдаемой, в корреляционной функции для эйбелловских скоплений с в то время как в корреляционной функции для скоплений с Ra£1 она остается ниже уровня статистических и систематических ошибок.

Хиовное соде-жанне диссертации опубликовано в следующих работах:

. Т.С.Фетисова. - Каталог скоплений галактик с измеренными :раснымя смещениями. Астрономический Журнал, 1981, 58, 1137-1157. :. А.И.Копылов, Т.С.Фетисова, В.Ф.Шварцман. - Программа "Северный онус". 1. Результаты измерения красных смещений 36 далеких огатых скоплений галактик на 6-м телескопе". Астрономический иркуляр, 1984, N 1344, 1-4.

. А.И.Копылов, Д.Ю.Кузнецов, Т,С.Фетисова, В.Ф.Шварцман. - Про-рамма "Северный конус". 2. Трехмерная двухточечная коррэляцион-ая функция богатых компактных скоплений галактик внутри конуса, гтрономический Циркуляр, 1984, N 1347, 1-3. А. И.Копылов, В. А. Липовецкий, Т.С. Фетисова, В. ф. Шварцман. -Про-

-чч-

»граша "Северный конус". 3. Дополнительные измерения красных смещений богатых удаленных скоплений галактик внутри конуса на б-м телескопе. Астрономический Циркуляр, 192S, N 1393, 1-3.

5. А.И.Копылов, Д.О.Кузнецов, Т.С.Фетисова, В.Ф.Шварцман. - Результаты наблюдений на 6-м телескопе богатых компактных скоплений галактик и особенности их пространственного распределения. В сборнике "Активные ядра и звездная космогония" памяти проф.Э.А. Дибая. Москва, изд. Московского Университета,1987, с.149-157.

6. D. Yu. Kuznetsov, Т.S. Fetisova. - Arguments in favour of physical reality of the peculiar 200-300 Mpc scale in distribution of rich clusters of galaxies. Preprint of the Space Research Institute. 1988, N 1370, 3-17.CI1 Huovo Cimenlo, in press).

7. A. I. Kopylov, D. Yu. Kuznetsov, T.S. Fetisova, V. F. Shvartsman. -Possible inhomogeneitles in the Universe on scales of 200-300 Mpc from observations on the 6-m telescope. SAO Communications, 1987, 53, 39-46 and in Collected Articles "Large structure of the Universe" J.Audouze et.al.Ceds.), 1988, 129-137.

8. T.S.Fetisova. - The quest for confirmation of large-scale inhomogeneity in the distribution of very rich clusters of galaxies. Programme "The southern semi-cone". SAO Communications, 1990, 64, 92-83.

9. T.S. Fetisova, D.Yu. Kuznetsov, A. A. Starobinski j. - Angular anisotropy of the very rich cluster correlation function. SAO Communications, 1990, 64, 97-101.

10.T.C. Фетисова, Д.Ю.Кузнецов, В.А.Липовецкий, А.А. Старобинский, P.П, Оленин. - Особенности пространственного распределения богатых скоплений галактик в северном и южном галактическом полушарии. Письма в АЖ, 1993, 19, А/6 (а печлти).

- 4S -ЛИТЕРАТУРА

Афанасьев В. Л., Лимонов А.А. - Спит наблюдений с электронно-оптическим преобразователем УМ-92 на БТА. Известия САО АН СССР (Астрофиз. исслед. j, 1981, 13, 76.

Бакал, Сонейра CBahcall N.A., Soneira R.M.) - The spatial correlation function of rich clusters of galaxies. Astrophys. J. , 1983 , 270 , 20.

Бакал CBahcall N. A. ;i - Superclusters and pencil-beam servays: the origin of large-scale periodicity. Astrophys. J. ,1991, 376,43.

Бакал и Сен CK.A. 3ahcali, R. СеnJ - Astroph. J., 1992, 398, L8i.

Бернштейн И. H., Шварцман В. Ф. - 0 связи между размерами Вселенной и ее кривизной, ЮТФ, 1980, 79, 1617.

Бертаиигер я др., CSertshlnger Е., Dekel A., Faber S. М., Dressier Д., Bursteiri D.) - Potential velosity and density fields frcs redshift-distance samples. Application: cosmography within 6000 iciionsters per second. Astrophys. J. ,1990,364,370.

Брсдхерст я др. (Broadhurst Т. J., ELlis S.S., Shanks T.) - The Durham/Anglo-Australian Telescope faint galaxy redshift survey. Mon. Not. R. Astr. Soc., 1988, 233, 827.

Бродхерст и др. (Broadhurst Т. J., Ellis К. S., Koo D. С., Szalay A. S.) - Large-scale distribution of galaxies at the Galactic poles. Nature, 1990, 343, 726.

Брюхневич Г. И., Гавгянен Я. В. , Зак С. В., Липатов С. д., Мела!,ид А. Е., Миллер В. А., Рылов В. С., Степанов Б. М., Скосьгоская Т.А., Титков Е.И. - Двухкамерный электронно-оптический преобразователь для большого телескопа. Астрофизика,' 1984, 21, 379.

-чб-

Буряк и др. (Buryak 0. Е., Demianski М., Doroshkevich A.G.) -Astrophys,J., 1991, 383, 41.

Караченцев И. Д., Царевская Р. Л., Щербаковский А. Л. - Сравнение каталогов скоплений галактик Эйбелла и Цвикки. Сообщения *СА0, 1975, вып. 13, 63.

Клыпин А. А., Копылов А. И. - Трехмерная корреляционная функция богатых скоплений галактик. Письма в Астров, журн., 1983, 9, N 2, 75.

Комберг Б.В., Лукаш В.Н. (Lufcash V.N., Comberg B.V У - Grate

attractors at high redshifts? Mon. Not. R. Astr. Soc., 1993, in press.

Кузнеце-, Липовецкий (Kuznetsov D.Yu, Lipovetsky V.A.) Mxteliing as a method of analysis of the selected correlation function of rich clusters of galaxies. SAO Communications, 1987, 53, 92.

Линден-Белл и др. CLynden-Bell D., Burstein D., Davies R. L., Dressier A., Fiber S.M., Terlevich R. J., Vtegner G.,) -Astropnys. J., 1983, 326, 19.

Лэйр, ван ден Берг CLeir А. А., van cten Bergh S.) - A study of 1889 rich clusters of galaxies. Astrophys. J. Suppl., 1077, 34, 381.

Пиблс (Peebles P. J. E.) - The Large-Scale Structure of the Universe, Prinseton: Princeton Univ, Kress, 1980; (русб, перев.: Ф. Дк. Э. Пиблс, Структура Вселенной £ воЯШП масштабах. М., "Мир", 1983).

Соколов Д.Д., Шварцман В.Ф. - Оценка размеров Вселенной с топологической точки зрения. ЖЭТФ, 1974, 66, 412.

йгаробингкий А. Д. Письма в ЖЭТ4-, 1992, 55, 477,

Таяли я др. i' Tully R. В., Scarair.ella R., Vettolani G., Zamorani G.,) - Astrophys. J., 1992, in press.

Тотсуйи и Кихара (Totsuji П., Kihara Т.) - The correlation function for distribution of galaxies. Publ. Astron. See. Japan, 1969, 21, N°3, 221.

_ Хукра и др. (Huchra J.H. , Henry J.P. , Postman M., Geller M. J. J -A deep Abell cluster redshift survey. Astron.J.,1990,365, 66.

Цвикки и др. С Zw joky F., Herzog E., Wild P., Karpowloz M., Kowal С. T.) - Catalogue of Galaxies and Clusters ■ of Galaxies СCallf. Inst, of Tech., Pasadena, Calif., 1961-1968), v.1-6.

Эйбелл (Abell G.O.) - The distribution of rich clusters of galaxies. Astrophys. J. Suppl. ser., 1958, 3, 211.

Эйбелл и др. (Abell G.O., Corwin h'.G. jr, Olowin P..P.) - A catalog of rich clusters of galaxies. Astrophys. J. Suppi., 1989, 70, N 1.