قتل ناشی از اشتباه فایل ورد 15 ص

مقدمه:جرایم علیه اشخاص از جمله مباحث مهم حقوق کیفری اختصاصی می‌باشد که به دو بخش جرایم علیه تمامیّت جسمانی و جرایم علیه شخصیّت معنوی تقسیم می‌شود. در این بین جرایم علیه تمامیّت جسمانی (مثل قتل، قطع عضو، جرح، ضرب، سقط جنین) نسبت به جرایم علیه شخصیّت معنوی (مثل توهین، افترا، قذف، نشراکاذیب) از اهمیت بیشتری برخوردار است. در بین جرایم علیه تمامیت جسمانی، جرم قتل نیز از همه مهمتر است چرا که بنا به تعریف، قتل عبارت است از سلب حیات از انسان زنده و به این ترتیب جرم قتل، با ارزش‌ترین موهبت الهی به انسان را که همان جسم و جان او باشد، از وی می‌گیرد.

بنابراین در همه‌ نظامهای حقوقی دنیا جرم قتل از اهمیت قابل ملاحظه‌ای برخوردار می‌باشد

دانلود شهرستان کاشان

لینک پرداخت و دانلود *پایین مطلب*

 

فرمت فایل:Word (قابل ویرایش و آماده پرینت)

 

تعداد صفحه:22

فهرست و توضیحات:

مقدمه

شهرستان کاشان

وجه تسمیه

تاریخ باستان

تپه های باستانی سیلک

نظرات در مورد وجه تسمیه کاشان مختلف است برخی آن را تغییر یافته کاه فشان ، و افراد دیگر تغییر یافته کاس رود ، کاسیان ، قاسان و... می دانند. البته در برخی کتب تاریخی از کاشان با نام کاسان که از کاسو (نام قومی به همین نام در قدیم) گرفته شده نیز نام برده می شود. هنوز هم مردم این دیار شهر خود را کاشو یا کاشون که در واقع تغییر یافته کاسو می باشد معرفی می کنند. برای اطلاعات بیشتر سری به سایت های www.kashan.ir (شهرداری کاشان) و یا www.kashantimes.com (سایت مرجع شهرستان کاشان) بزنید. ویرایش شده http://signul.mihanblog.com (توسط سیگنال)

کاشان یکی از اولین مراکز تشکیل تمدن انسانی بوده‌است. طبق حفاریهای باستان‌شناسی در تپه‌های سیلک کاشان، سابقه حضور بشر در این منطقه به هفت دوره قبل بر می گردد.

کاشان یکی از اولین مراکز تشکیل تمدن انسانی بوده است,  طبق حفاریات باستان شناسی در  تپه های سیلک کاشان, سابقة حضور بشر در این منطقه به 5 تا هفت هزار سال پیش از میلاد باز می گردد.  اما باید اذعان کرد که تاریخ این شهر مملو از نابسامانی است:

در نیمة دوم قرن نهم و نیمه اول قرن دهم این شهر, شهرت بسیاری داشت و یک شهر پرجمعیت به شمار می رفت اما زلزلة قرن دهم, کاشان و بازار آنرا ویران کرد. در قرن 11 و در دورة صفویه برای دومین بار به همان درجه از ترقی نائل شد و مانند اصفهان با شهرتی بسیار همراه گردید, اما با بروز زلزله ای بسیار شدید در سال 1192 هجری قمری دوباره ویران شد.

در زمان سلجوقیان روبه رونق نهاد و در زمان قره قویونلوها کاشان دوباره ترقی کرد. تا جائیکه محل توجه دانشمندان شد, بعد از کریمخان زند و بعد از زلزله ای که در زمان قاجاریه رخ داد کاشان دستخوش نابسامانی و منازعات محلی شد و از این جهت زیانهای فراوان دید. و در حال حاضر شهر به حیات خود ادامه می دهد

تحقیق در مورد صلح ابتدایى

لینک پرداخت و دانلود *پایین صفحه*

فرمت فایل : Word(قابل ویرایش و آماده پرینت)

تعداد صفحه :73

فهرست مطالب:

پیشگفتار:

بخش اول: کلیات و مفاهیم

فصل دوم: انواع صلح

فصل سوم: تعریف عقد صلح

گفتار اول: فقه امامیه

گفتار دوم: فقه اهل سنت

گفتار سوم: حقوق ایران

خاتمه و نتیجه:

پیشگفتار:

عقد صلح در میان عقود شناخته شده داراى امتیازات وویژگیهاى منحصر به فردى است که به این عقد، جایگاه مهم ووالایى را بخشیده است. از سویى، عقدى مستقل و اصیل مى باشد که در احکام و شرایط تابع هیچ یک از عقود دیگر نیست. از سوى دیگر، این عقد مى تواند نتایج و ثمرات بیشترعقود و ایقاعات شناخته شده، یا حتى قراردادهاى نو پیدایى را که تحت هیچ یک از عقود معین جاى نمى گیرند، به بارآورد. این گستردگى و توسعه منحصر به عقد صلح مى باشد،و عقود دیگراز آن بى بهره اند.

بیشتر فقها امتیاز سومى را نیز براى عقد صلح باور دارند، وآن این است که این عقد مى تواند در مواردى که هیچ گونه پیشینه خصومت و نزاع و یا احتمال آن وجود ندارد، جارى گردد.

به عبارت دیگر: این عقد علاوه بر جایگاه اصلى خویش که همان مواردى است که براى آشتى و رفع نزاع و اختلاف میان دو طرف عقد جریان مى یابد، در معاملات و قراردادهاى بدوى و ابتدایى که از هرگونه سابقه درگیرى و نزاع میان طرفین عارى است ، و یا حتى خالى از حقوق پیشینى است که ممکن است منجر به اختلاف و نزاع گردد، جارى و سارى است.

چنین عقد صلحى را «صلح ابتدایى» و یا «صلح بدوى»مى نامند. گویا این اصطلاح نخستین بار در آثار میرزاى قمى وملااحمد نراقى به کار رفته((136))، و پس از ایشان در میان فقیهان و حقوقدانان رواج یافته است.

جمع این سه خصیصه براى عقد صلح، موقعیتى ممتاز به آن مى بخشد، به گونه اى که مى توان به وسیله این عقد، اقدام به ایجاد بسیارى از عقود معین نمود، بدون آن که به احکام وشرایط خاص آن عقود پایبند بود، و یا دست به تاسیس عقود و معاملات جدید زد درحالى که در تمام اینها هیچ گونه پیشینه خصومت و نزاع و یا احتمال آن وجود ندارد. این جایگاه خاص براى عقد صلح سبب شده است که برخى آن راشایسته لقب «سید العقود و الاحکام»((137)) و یا «انفع العقود» بدانند.((138))

هدف اصلى مقاله حاضر تحلیل و نقادى فقهى و حقوقى ویژگى سوم عقد صلح است، هر چند به بررسى و تبیین دوویژگى نخست نیز مى پردازد.

بخش اول: کلیات و مفاهیم

فصل اول: صلح در لغت
واژه «صلح» در لسان فقها که برگرفته از آیات و روایاتى مى باشد که مشروعیت این عقد و حدود آن را احرازمى نماید، اصطلاحى بیگانه از معناى لغوى خویش نمى باشد.بى تردید استعمال این کلمه در قرآن و سنت به معناى لغوى آن است، و شارع براى این لفظ مانند بسیارى دیگر از الفاظ معاملات معنایى بر خلاف معناى عرفى و لغوى وضع ننموده است. به عبارت دیگر، کلمه «صلح» در قرآن و روایات برخلاف الفاظ فراوانى از عبادات همچون «صلاة»، «صوم» و«حج» داراى «حقیقت شرعى» نمى باشد.

از این رو بهترین راه براى درک بهتر حقیقت صلح و یافتن پاسخ این پرسش که آیا «صلح ابتدایى» مى تواند مصداقى براى این واژه به کار رفته در قرآن و سنت باشد و بدین طریق مشروعیت یابد، مراجعه به لغت و عرف است.

نگارنده اگر چه براین باور است که واژه «صلح» با توجه به معناى روشن ارتکازى آن نزد عرب زبانان و فارسى زبانان بدون عنایت و مجاز در «صلح ابتدایى» استعمال نمى شود وامثله و شواهد عرفى گواه این حقیقت است، ولى با مراجعه به آثار لغوى و غیر لغوى این حقیقت را بیش از پیش آشکارمى نماید.

با تتبع در منابع مختلف عربى و فارسى این نکات به دست مى آید:

دانلود مقاله مدل صف M/M/1 با سرویس دهی دروازه ای به ترتیب تصادفی -صنایع

چکیده :
در این تحقیق به تحلیل یک مدل صف M/M/1 با سرویس دهی دروازه ای به ترتیب تصادفی خواهیم پرداخت. در این نوع سرویس دهی یک اتاق انتظار و یک صف سرویس برای مشتریان وجود دارد. هرگاه صف سرویس خالی شود تمامی مشتریان منتظر در اتاق، فوراً و بصورت تصادفی در صف سرویس قرار می گیرند.
خواهیم دید که تعداد مشتریان در اتاق انتظار و صف سرویس دارای توزیع پیوسته ثابت هستند.بنابراین می توان تبدیل دو متغیره Laplace –Stieltjes را از توزیع پیوسته زمانهای اقامت مشتریان در اتاق انتظار و صف سرویس بدست آورد.

1. مقدمه :
ما در این مقاله به بررسی مدل صف M/M/1 با سرویس دهی دروازه ای به ترتیب تصادفی می پردازیم. در این نوع سرویس دهی ، مشتریان در یک اتاق انتظار، بدون ترتیب، جمع می شوند تا به محض آنکه صف خالی شد بصورت تصادفی در صف قرار می گیرند.
این مدل موقعیت مخابره با دسترسی چندگانه در شبکه های کابلی را به یاد می آورد. شبکه های کابلی هم اکنون به منظور نقل وانتقال اطلاعات بصورت دوطرفه ارتقاء داده شده اند. سیستم با اضافه کردن یک کانال پیشرفته به کانال قدیمی که در حال حاضر وجود دارد، گسترش یافته است. بسیاری از ایستگاهها از این کانال پیشرفته بصورت مشترک استفاده می کنند به گونه ای که برای انتقال اطلاعات نیاز به جداسازی محتویات وجود دارد. یک راه مؤثر برای انتقال اطلاعات از طریق کانال پیشرفته استفاده از مکانیزم request–grant می باشد. هر ایستگاه باید از طریق انشعابات محتویات با سایر ایستگاهها هماهنگی اطلاعات داشته باشد. بعد از آنکه تقاضا بصورت موفقیت آمیز برآورده شد،جریا ن داده ها به شیارهای ذخیره شده می روند که این محتویات برای هر ایستگاه به صورت جداگانه می باشد.
دو نوع مکانیزم جداسازی محتوا در انشعابات محتویات وجود دارد : دسترسی بصورت آزاد و دسترسی بصورت بلاک شده . ویژگیهای اساسی نوع دسترسی بلاک شده عبارتند از :
• تقاضاهای در حال رقابت در یک انشعاب، بصورت تصادفی(بدون ترتیب) انشعاب را ترک می کنند.
• اگر تقاضاهای جدید به هنگامی برسندکه تقاضایی درحال ارسال می باشد باید صبر کند تا انشعاب حاضر آزاد گردد.
همین دو ویژگی منجر شده است که ما به مطالعه مدل صف با سرویس دهی دروازه ای که ترتیب سرویس دهی آن تصادفی است، بپردازیم. در اینجا مشتریان در صف بیان کننده تقاضاهایی هستند که در حال حاضر در یک انشعاب در حال رقابت هستند.
اخیراً کاربردی از این مدل بوسیله BOXMA در کتاب DENTENEER and RESING به منظور تسهیل تعمیرات در مدل تعمیر ماشین آلات که نحوه سرویس دهی آن بدون ترتیب می باشد، مورد مطالعه قرار گرفته است. در این کتاب تقریبی برای واریانس زمان اقامت در محل تعمیر با فرض اینکه منابع، محدود هستند ، بدست آمده است.
برای بدست آوردن توزیع زمانهای اقامت مشتری در اتاق انتظار و صف سرویس ابتدا به بررسی فرآیند مارکوف دو متغیره می پردازیم.سپس با بکارگیری یک روش تصحیح برای مسئله صفی که توسط ADAN ارئه شده است درمی یابیم که این فرآیند مارکوف دوبعدی دارای توزیع ثابت می باشد.
پیش از این ALI و NEUTS (1984) یک مدل صف با دو مرحله انتظار را مورد مطالعه قرار داده بودند. تفاوت اساسی بین مدلهای ALI و NEUTS ، BOXMA و COHENو مدل ذکر شده در اینجا آنست که مدت زمان انتقال مشتری از اتاق انتظار به صف سرویس(T) در مدلهای فوق الذکر بزرگتر از صفر می باشد در حالیکه در مدل ما این مدت زمان صفر می باشد. بنابراین این ویژگی که مشتریان بعد از انتقال بصورت تصادفی در صف سرویس قرار می گیرند در مدلهای ALI و NEUTS ، BOXMA وCOHEN وجود ندارد.
در ادامه مقاله روش تشریح شده در بالا دنبال شده است. در بخش 2 جزئیات مدل تحت بررسی مورد تشریح خواهد شد. بعد از آن در بخش 3 اثبات خواهیم کرد که تعداد مشتریان در اتاق انتظار و صف سرویس دارای توزیع پیوسته ثابت می باشد. در بخش 4 یک نتیجه جانبی از اینکه تعداد مشتریان در اتاق انتظار توزیع ثابت دارند (با فرض اینکه تعدادکل مشتریان در اتاق انتظار و صف سرویس برابر N باشد) را خواهیم دید. نهایتاً در بخش 5 به ارائه نتایج حاصل از توزیع پیوسته ثابت زمانهای اقامت مشتریان در اتاق انتظار و صف سرویس، می پردازیم.

2. شرح مدل :
مشتریان بصورت فرآیند پواسون با نرخ λ وارد سیستمی می شوندکه یک سرور دارد. مدت زمان سرویس مشتریان از توزیع نمایی با پارامتر µ پیروی می کند. فرض می کنیم که 1 > µ/λ = ρ . مکان انتظار قبل از سرویس دهی شامل دو بخش می باشد : یک اتاق که مشتریان بدون ترتیب در آن منتظر می باشند و یک صف سرویس که مشتریان بترتیب در آن قرار دارند.مشتری در بدو ورود وارد اتاق انتظار می شود. هر زمان صف سرویس خالی شود، همه مشتریان حاضر در اتاق انتظار فوراً از اتاق انتظار به صف سرویس منتقل می شوند. آنها بترتیب تصادفی در این صف قرار می گیرند و براساس ترتیب قرار گیری آنها در صف، سرویس دهی به آنها صورت می گیرد. اگر در لحظه ای که صف سرویس خالی می شود هیچ مشتری در اتاق انتظار وجود نداشته باشد، سرور صبر می کند تا مشتری بعدی برسد. پس از آن فوراً این مشتری به صف سرویس منتقل شده و سرویس دهی به آن آغاز می گردد.
به عبارت دیگر صف سرویس نمی تواند خالی باشد مگر آنکه اتاق انتظار خالی باشد.در حقیقت نحوه سرویس دهی در این روش به این صورت است که ابتدا مشتریان در پشت یک در و در اتاق انتظار صبر می کنند و بعد از آن بصورت تصادفی در یک صف بترتیب قرار می گیرند.این روش به نام « سرویس دهی دروازه ای با ترتیب تصادفی » خوانده می شود.
تعداد مشتریان در اتاق انتظار در زمان t بوسیله X1(t) و تعداد مشتریان در صف سرویس ( که شامل مشتری در حال سرویس می باشد) در زمان t بوسیله X2(t)نمایش داده می شود. واضح است که فرآیند تصادفی
{(X1(t), X2(t)) : t ≥ 0} یک فرآیند مارکوف دوبعدی می باشد. بخش بعدی به محاسبه احتمالات حالت ثابت این فرآیند مارکوف اختصاص داده شده است.

خاطر نشان می شود که زوج دوتایی (X1, X2) متغیرهای تصادفی هستند که دارای توزیع پیوسته بوده و بوسیله احتمالات(k,n) π معین می شوند. همچنین X1+ X2دارای همان توزیع در یک صف معمولی M/M/1 با تعداد مشتری ثابت و نحوه سرویس دهی FCFS می باشد. به عبارت دیگر :

3. احتمالات حالت ثابت ((k,n) π ) :
معادلات مربوط به احتمالات حالت ثابت در زیر آورده شده اند :

قضیه بعدی بیان می کند که احتمالات (k,n) π بوسیله مجموع نامتناهی از ترکیبات حاصلضرب بدست می آید.
قضیه 1 : توزیع احتمال منحصربفردی که معادلات بالا را توسط آن می توان حل کرد عبارت است از :

که در آن :


و همچنین داریم :

اثبات قضیه 1 : با توجه به رابطه (1 ) واضح است که : ρ0,0)=1 – ) π . علاوه براین با جایگذاری رابطه (2) در رابطه (3) داریم :

از آنجائیکه ما به دنبال محاسبه احتمالات (k,n) π , k≥0 , n≥1 و برآورده ساختن روابط (4) و (5) و(8) هستیم باید داشته باشیم :

به منظور بدست آوردن این احتمالات از یک روش تصحیح برای مسئله صف طرح شده توسط ADAN در سال 1991 استفاده می کنیم. در این روش سعی می شود که معادلات بوسیله یک ترکیب خطی از عباراتی که در هم ضرب شده اند، حل شوند. به منظور تحقق این امر ابتدا باید ترکیباتی(راه حلی) که رابطه (5) را برآورده می سازند، تعیین گردند . سپس از این راه حل برای ساخت یک ترکیب خطی که رابطه (4) را برآورده می سازد استفاده کرد.
این ترکیبات شامل عوامل غیر قابل شمارش بسیاری هستند. بنابراین برای انتخاب عوامل مناسب نیاز به یک دستورالعمل داریم. این دستورالعمل بر پایه منطق تصحیح می باشد : بعد از مشخص شدن اولین مورد ، عوامل دیگری به منظور تصحیح خطاهای ایجاد شده در معادلات اضافه می شوند. در نهایت ملاحظه می کنید که روابط (4) و (5) برآورده می شوند و در نتیجه معادله (8) هم به صورت اتوماتیک برقرار خواهد شد زیرا که این معادلات به هم وابسته اند.
با توجه به مطالب فوق الذکر ما ابتدا در به دنبال حلی بشکل n-1β kα برای برآورده سازی رابطه (5) به ازای تمامی مقادیرk و n هستیم. با جایگزینی این عبارت در (5) و مخرج مشترک گرفتن :

از آنجائیکه مجبور هستیم جواب معادله را به نرمال تبدیل کنیم باید 1 > |α| و 1 > |β| باشند. نقاط در کنار منحنی شکل (10) که به صورت یک ناحیه پیوسته می باشند در حقیقت عبارات جواب معادله (5) هستند.
سپس یک ترکیب خطی از این عبارات حاصلضربی که در رابطه (4) صدق می کنند ، می سازیم. ما با عبارت ابتداییc1α1kβ1n-1 که در آن 0 = 1β و 0 = α1 و )= ρ/(ρ+1)1β g( = α1 و c1یک مقدار ثابت است .
رابطه (4) را می توان بصورت زیر نوشت :

اگر عبارت c1α1kβ1n-1 را در معادله (4) قرار دهیم داریم : c1α1n = 0
بنابراین عبارت c1α1kβ1n-1 نمی تواند معادله(4) را برآورده سازد و برای تصحیح این خطا باید عبارت دومی را به معادله اضافه کنیم به طوری که در سمت چپ مقدار c1α1n بدست آید. این بدان معناست که ما باید عبارت
c2α2kβ2n-1 متناظر با زوج(β , α ) بر منحنی (10) اضافه کنیم به طوری که به ازای همه مقادیر n≥2 داشته باشیم :

که از آن می توان نتیجه گرفت :

البته بوسیله اضافه کردن عبارت c2α2kβ2n-1 عبارت اضافی c2α2n را در سمت راست معادله (11) خواهیم داشت. بنابراین عبارت سوم c3α3kβ3k را برای تصحیح این خطا اضافه می کنیم. به صورت مشابه نتایج زیر حاصل می شود :

با ادامه دادن این روش عبارت اضافی cmαmkβmk را که در آن αm و βm و cm همانند روابط پیشین بصورت زیر تعیین می گردند، اضافه می گردد :

حال اگر ما بتوانیم ثابت کنیم که :
الف) هنگامی که →m عبارت خطای cmαmn به سمت صفر میل می کند.
ب)سری همگراست و

هردو معادله (4) و (5) برآورده خواهند شد.(الف) و (ب) بصورت مستقیم با توجه به عبارات زیر حاصل می شوند :

نهایتاً مقدار ثابت c1 از معادله (9) بدست می آید :

در اثبات قضیه ذکر شده باید نکات زیر را مدنظر قرار داد.
نکته اول : انتخاب مقدار اولیه= 0 1β بسیار مهم است.برای مثال اگر عبارت اولیه c1α1kβ1n-1 به شرطρ > 1β> 0
ما تمایل نداریم که فقط عبارت c1α1n را در سمت راست و همچنین عبارت1β1k d را سمت چپ بدست آوریم.
ا ز طرفی دیگر نمی خواهیم که مجبور باشیم یک عبارت را برای تصحیح خطای c1α1n و یک عبارت دیگر را برای تصحیح خطای 1β1k d به معادله اضافه کنیم. با ادامه دادن این روش به یک جمع ناهمگرا (واگرا) دست

خواهیم یافت، مگر آنکه به بازای مقادیری از m داشته باشیم : (g○…○g) = β1
نکته دوم : در قضیه 1 برای j > 0 داریم :


نکته سوم : با توجه به قضیه 1 توزیع حاشیه ای X1 و X2 بصورت زیر می باشد :
و

نکته چهارم : قضیه 1 را می توان بوسیله استفاده از توابع مولد نیز اثبات کرد. اگر قرار دهیم :

از رابطه (4) ، (5) و (8) داریم :

اگر قرار دهیم :

و با جایگزینی y = f(x) در رابطه (12) ، سمت چپ آن برابر صفر می شود. با استفاده از Q(x,y) به شرط اینکه |x|≤1 , |y|≤1 می توانیم نتیجه بگیریم که به ازای y=f(x) سمت راست (12) نیز برابر صفر می باشد و بنابراین :

با تکرار این تساوی می توان یک عبارت که بصورت مجموع نامتناهی می باشد را برای Q(x,y) بدست آورد. بعد از جایگزینی این عبارت در (12) و استفاده از نتایج قضیه 1 می توان یک عبارت مشخص را برای Q(x,y) تعیین کرد.

4. تفکیک بین مشتریان اتاق انتظار و صف سرویس :
در قضیه 1 بخش قبلی احتمالات حالت ثابت (k,n) π را بصورت مجموع نامتناهی از عبارات ضربی بدست آوردیم. با وجود اینکه اگر ρ به یک نزدیک نباشد این عبارات همگرا هستند اما اگر کسی بخواهد به طور مثال مقادیر(0,100) π ،(50,50) π و(99,1) π را بررسی کند این مجموع نامتناهی سودمند نخواهند بود. در این بخش از نتایج بخش قبلی برای آگاهی بیشتر از نحوه تفکیک بین مشتریان اتاق انتظار و صف سرویس هنگامی که تعداد کل مشتریان زیاد باشد، استفاده می کنیم . فرمولهایی را بدست می آوریم که به ازای مقادیر نزدیک به یک ρ همگراست.
این فرمولها دارای رفتار نوسانی جالب توجهی هستند که به ازای مقادیر کوچک ρ نمایانگر می باشد. فرض کنید PN(k) احتمال وجود k مشتری در اتاق انتظار و تعداد کل مشتریان N باشد. در این صورت :

از آنجائیکه ، PN(k) از رتبه 1/N خواهد بود. اگر N PN(k) به شرط آنکه k/N=ξ
هنگامی که N→ ∞ دارای حد معین باشد دیگر نیازی به تمامی نتایج بخش قبلی برای بدست آوردن این حد
نداریم . به عبارت دیگر اگر فرض کنیم :
با نرمال سازی :
و سپس به کارگیری رابطه (5) برای Nهای بزرگ
(ρ+1)f(ξ) = (1- 1/N)-1f( ( 1- 1/N )-1(ξ-1/N) ) + ρ( 1+ 1/N )-1f(ξ(1+ 1/N)-1)
با بکارگیری بسط تیلور برای مراتب 1/N معادلات دیفرانسیل زیر بدست می آید:

که جواب نرمال شده زیر را در بر دارد:

از سوی دیگر برای برقراری معادله (4) باید :

بسط سری تیلور برای 1/N دارای کمترین مرتبه f(0) = ρf(1) می باشد که بوسیله تابع f رابطه (13) حاصل
می شود. اما اولین مرتبه f(1) + f΄(1) = -f(0) بوسیله این تابع برقرار نمی شود و آنچه بدست خواهد آمد
f(1) + f΄(1) = f(0)/ρ2 می باشد. بنابراین تابع f در تمامی معادلات مربوطه صدق کند. این بدان معناست که NPN([Nξ]) وقتی N→ ∞ دارای حد نیست . این موضوع بصورت قضیه زیر بیان شده است.
قضیه 2 : توزیعNPN([Nξ]) به ازای مقادیر بزرگ N هنگامی که k/N مقدار ثابت ξ را داشته باشد به صورت زیر است:

که در آن fN ~gN و یا limN→∞(fN/gN) = 1

اثبات قضیه 2 : با بکارگیری فرمولهای موجود برای (k,N-k) π داریم :

به ازای k = 0,…,N-2 و ξ = k/N (بنابراین0 ≤ ξ < 1 ) .به ازای k<N-1 داریم s0N-k-1=0 . همچنین :

نحوه عملکرد N را با استفاده از روشهای به کار گرفته شده در ضمیمه کتاب JANSSEN و DE JONG (2000) می توان بدست آورد.هنگامی که هر دو عدد N وk بزرگ باشند، با فرضξ = k/N (ξ عدد ثابت) ، عباراتی که در روابط (15) و (16) بین براکتهای مجذور هستند به یک میل می کنند. بنابراین به ازای مقادیر بزرگ m ، m ρ نقش کمی را در مقدار کلی زیگما دارد. با لگاریتم گیری و بسط تیلور برای m ρ حول 0 =m ρ و به توان نمایی رساندن، نتایج زیر حاصل می گردند :


با تعریف K = N(1-ρ)(1-ξ(1-ρ)) و ضرب و تقسیم عبارت فوق بر K داریم :

این عبارت برای PN(N-1) نیز (علاوه بر مقادیر بزرگN ) معتبر است.( با قرار دادن = 1 ξ و K=Nρ(1-ρ) )
از آنجائیکه :

بنابراین خطای ایجاد شده بصورت نمایی کاهش می یابد. در حقیقت محدوده زیگما بستن برروی m می تواند به
کل اعداد صحیح با خطای قابل اغماض گسترش یابد. با توجه به اینکه برای m ≤ 0 و 0 < ρ < 1 ، ρm ≥ 1
می باشد بنابراین حاصل زیگما با افزایش K به سرعت کاهش می یابد.فقط مقادیر بزرگ m ( m→∞ ) در محاسبه مجموعی که برروی K بسته می شود نقش دارد. با تعریف t = -ln(ρ) > 0 و s = ln(K) خواهیم داشت :

همانطور که مشاهده می کنید عبارت سمت راست تابعی متناوب از s با دوره تناوب t می باشد بنابراین آن را
می توان به صورت یک سری فوریه نوشت :

که در آن :

با جایگزینی این عبارت aq(t) در رابطه (19) و استفاده از روابط (17) و (18) اثبات قضیه را ادامه می دهیم.
با توجه به خاصیت بازتابی معروف تابع گاما

دامنه نوسانات ||aq(t) در ضرایب فوریه به صورت نمایی توسط عامل نمایی exp(-π|q|/t) کاهش می یابد. بنابراین به منظور بدست آوردن جواب عددی دقیق برای مقادیر کوچک ρ یا به عبارت دیگر مقادیر بزرگ t، عبارات بیشتری مورد نیاز می باشد. برای مقادیر نزدیک به یک ρ یا مقادیر کوچک t تعداد کمی عبارت مورد نیاز است. دامنه تغییر عبارات نوسانی در سمت رابطه (14) بستگی به |q| ، ρ و ξ دارد و این مقادیر نیز به مقدار N وابسته هستند.

5. توزیع زمان اقامت :
فرض کنید S1 و S2 بترتیب زمان اقامت مشتری (به صورت ثابت) در اتاق انتظار و صف سرویس باشد. می خواهیم تبدیل دو متغیره Laplace –Stieltjes را برای این زمانهای اقامت ثابت بدست آوریم:
قضیه 3 : تبدیل دومتغیره Laplace –Stieltjes { } از رابطه زیر حاصل
می شود :

اثبات قضیه 3 : براساس خاصیت PASTA یک مشتری به هنگام ورود با احتمال (k,n) π در وضعیت (k,n) سیستم قرار می گیرد. اگر (k,n) = (0,0) مشتری فوراً سرویس در یافت می کند. اگر (k,n) ≠ (0,0) ابتدا مشتری مجبور است در اتاق انتظار صبر کند در حالیکه n مشتری در صف سرویس هستند. اگر در طول این زمان، r مشتری دیگر وارد شوند، مشتری مورد نظر ما با احتمال ( k+1+r )-1 ، نفر ℓ ام صف سرویس خواهد بود.
بنابراین می توان نوشت :

حال با استفاده از فرمولهای :

و همچنین :

با جایگذاری در فرمول بالا خواهیم داشت :

که در آن :

با جمع بستن بر روی k و r و استفاده از فرمول زیر :

می توان نتیجه گرفت :

بنابراین قضیه به اثبات رسید.
با جایگزینی u = 0 و = 0υ در رابطه (20) و استفاده از :

داریم :


و همچنین :

نکته پنجم : زمان اقامت در اتاق انتظار (که بزرگتر از صفر می باشد) و زمان اقامت در صف سرویس برابر ترکیب هندسی بدست آمده می باشد.
دو لحظه ابتداییS1 (زمان اقامت در اتاق انتظار) و S2 (زمان اقامت در صف سرویس ) را در نظر بگیرید. قرار
می دهیم : S = S1 + S2 .با توجه به رابطه (24) برای لحظه S2 داریم :

فرمت این مقاله به صورت Word و با قابلیت ویرایش میباشد

تعداد صفحات این مقاله  15  صفحه

پس از پرداخت ، میتوانید مقاله را به صورت انلاین دانلود کنید

تحقیق درباره آموزش وپرورش

لینک پرداخت و دانلود *پایین مطلب*

فرمت فایل:Word (قابل ویرایش و آماده پرینت)


تعداد صفحه:10

فهرست:

ندارد

با عنایت به اصول بنیادین انقلاب اسلامی وآرمان های بنیانگذار کبیر جمهوری اسلامی ایران که در قانون اساسی کشور انعکاس یافته وهمچنین با عنایت به منویات مقام معظم رهبری ،قانون اهداف  ووظایف وزارت آموزش وپرورش وبا در نظر گرفتن مفاد سند چشم انداز جمهوری اسلامی ایران در افق 1404 هجری شمسی وسیاست های کلان دولت جمهوری اسلامی وبه منظور تقویت وارتقاء جایگاه و حضور فعال نظام جمهوری اسلامی ایران در عرصه های منطقه ای و بین المللی ، اهداف وخط مشی های وزارت آموزش وپرورش در مبادلات منطقه ای و بین المللی به شرح زیر اعلام می گردد.

اهداف :

1- گسترش وتعمیق ارتباطات ، همکاری هاو مبادلات منطقه ای و بین المللی در حوزه     ماموریت های وزارت آموزش وپرورش .

2- شناساندن مبانی،راهبردها ، برنامه ها ودستاوردهای نظام تعلیم وتربیت جمهوری اسلامی ایران .

3- حضور فعال وبهره گیری از ظرفیت ها ،تجربه ها وهمکاری های مناسب بین المللی درراستای کسب جایگاه  اول علمی – آموزشی منطقه.

4 - مشارکت درپاسداری وگسترش فرهنگ ،زبان وادب فارسی در خارج کشور.

5- پاسداری از حق تعلیم وتربیت کودکان جهان در دسترسی برابر به فرصتهای آموزشی بویژه در مورد دختران وکودکان روستایی

6- توسعه بازار کار آموزشی و فرهنگی در خارج از کشور

7- فراهم نمودن زمینه تعلیم و تربیت مناسب فرزندان ایرانیان خارج از کشور باتاکید بر صیانت فرهنگی آنان

8- همکاری با سازمانهای علمی ، آموزشی و فرهنگی منطقه ای وبین المللی (نظیر آیسسکو و یونسکو ) در راستای اهداف اسلام ومسلمانان

9- توسعه وتقویت فعالیت های کمیسیون ملی آیسسکو در جمهوری اسلامی ایران وگسترش         زمینه های همکاری با سازمان آیسسکو و کشورهای عضو

خط مشی ها: