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# Rätoromanische chrestomathie XI/Kinderlieder II/La fuorma del hom in sent

../../Kinderlieder II ../../Kinderspiele II IncludiIntestazione 13 gennaio 2024 75% Da definire
Rätoromanische chrestomathie XI Caspar Decurtins 1917 CC BY-SA 3.0 GFDL Indice:Decurtins - Rätoromanische chrestomathie, XI.djvu //it.wikisource.org/w/index.php?title=R%C3%A4toromanische_chrestomathie_XI/Kinderlieder_II/La_fuorma_del_hom_in_sent&oldid=- 20240113032728 //it.wikisource.org/w/index.php?title=R%C3%A4toromanische_chrestomathie_XI/Kinderlieder_II/La_fuorma_del_hom_in_sent&oldid=- 20240113032728
42. La fuorma del hom in Sent.
1 Chomma da Ruet Bruost da Cläuotin, Bratsch da Mt. Jon Curdin, E spadla da l’abolt Andrea.
2 Anna paronna, Pantofla, cucu; Suletta — dat gio I soletta sta sü.
3 Ün pülasch qui am morda, E là am pizgian dus, Tschinch mütschan sü la corda, Ma quatter sun plü prus; Quants fa que Liss’in tot?
4 Oh! pover pülschet, Pür mütscha sch’ tü post; Sch’ las femnas a ’t clappan, Schi’ t fana caput.
# Rätoromanische chrestomathie XI/Kinderspiele II

../Kinderlieder II/La fuorma del hom in sent ../Nachtwächterlieder IncludiIntestazione 13 gennaio 2024 75% Da definire
Rätoromanische chrestomathie XI Caspar Decurtins 1917 CC BY-SA 3.0 GFDL Indice:Decurtins - Rätoromanische chrestomathie, XI.djvu //it.wikisource.org/w/index.php?title=R%C3%A4toromanische_chrestomathie_XI/Kinderspiele_II&oldid=- 20240113032911 //it.wikisource.org/w/index.php?title=R%C3%A4toromanische_chrestomathie_XI/Kinderspiele_II&oldid=- 20240113032911
Kinderspiele.
1. Cufalèra.
Qui porta il bap l’infant sün la rain per stanz’intuorn; clamand ils sequaints pleds; allura nel momaint cha quel non as prasögna — al bütta el gio dandet sün la chüna u plümatsch.
Cumar, cumar, cumar — — —
(Bütta gio) spons il giantar.
Cumar Notta, cumar Notta — — —
(Bütta gio) Spons la schoppa.
Cumarutscha, cumarétscha
(Bütta gio) Spons la ravitscha.
2. Cumpra maila.
3. La gialina zoppa.
Il bap piglia l’infant sün sia rain, cu ’ls peeis intuorn culöz, e va ferm zopiand per stanz’intuorn, ingio sun plüs persunas chi sezzan.
Üna da quellas allura domanda: Ingio va hoz la gialina zoppa, cun quista chargia?
A vender ovs, volai cumprar (disch il bap). Schi disch quella e tschüffa l’infant pe’ l chül. Il bap pero mütscha cun seis övs pro ün’otra persuna, Uschè cha’ l spass vain allungà, e l’infant intant as gioda ed ais containt.
4. Il hopper.
Il bap sezza e pisainta l’infant sün sia schnuoglia, chantand:
Hop, hop, hop — La chavr’a fat ün boc, Il boc fa üna sola, La sola da bler lat, I no bavain quel tot!
Plü ferm cha ’l bap chantand pisainta e plü cha l’infant resainta plaschair.
1 Cur la saira nel s-chür infants vöglian amo sortir our d’ stüva, disch — la mama — non ir oura — e rivind l’üsch mossand il s-chür — coura ais il baubau.
2 Cur infants sü ’l di vöglian seguittar la mama sün la champagna, disch quella: Tü non post gnir, perche id es l’homun, chi pigl’ils infants.
3 Cur donnans in tschinta vegnan in paglioula soul’ün dir, chi sia l’uors in chasa, e cha la duonna da part porta pro, gio dal god ün pop u üna poppa.
# Rätoromanische chrestomathie XI/Landwirtschaftsregeln II

../Wetterregeln ../Rätsel II IncludiIntestazione 13 gennaio 2024 75% Da definire
Rätoromanische chrestomathie XI Caspar Decurtins 1917 CC BY-SA 3.0 GFDL Indice:Decurtins - Rätoromanische chrestomathie, XI.djvu //it.wikisource.org/w/index.php?title=R%C3%A4toromanische_chrestomathie_XI/Landwirtschaftsregeln_II&oldid=- 20240113032214 //it.wikisource.org/w/index.php?title=R%C3%A4toromanische_chrestomathie_XI/Landwirtschaftsregeln_II&oldid=- 20240113032214
Landwirtschaftsregeln.
1 Scha’ l Schner ais chod, schi spargn’il fain, perche la prümavaira vain tardiva. 2 Scha ’l chavraröl chanta adura in Schner, allura vain eir adura prümavaira. 3 Scha’ l Genaja non genaja, e’ l Febrajo non febraja, e’ l Marz non marsegia, schi vain l’Avrigl, chi fa tot el. 4 Cur las muos-chas chantan nel Favrer, taschan quellas allura nel Mars. 5 Scha’ l Marz chi plova, la terra dola. 6 Scha il di da „Nossa duonna“ais s-chür, schi ais da prevair sün ün rich ann da fain. 7 Nel Mars sto il cuc chantar ogni prümavaira e que: als 7 u als 17 u als 27 styl vegl sch’el a less datums non chantess allura ais quel mort. 8 Cur cha’ l cuc chanta, schi fain na manca; sch’el non es in tablà, schi chatt’ün sü ’l prà. 9 Pe’ l solit ais nel Mars, il cheu u’ l chül fich ars. 10 La prüma plövgia d’Avrigl vala ün charr d’aur, rodas ed aschigl. 11 Ün bun e chod Avrigl sdruagl’eir il stortigl. 12 Nel mais d’Avrigl ais vivanta mincha stortigl. 13 Ün i duos e trais d’Avrigl quaranta dids cun mai cheu pigl. 14 Avrigl fatsch quai ch’el vöglia, Mai vain cun erb’e föglia. 15 Mai frais-ch e Jün mol fa pe’ l solit ün rich ann. 16 Sco cha’ ls trais dominaturs dal temp — Pankraz, Servaz e Bonifaz — indichan, usche u in quella proporziun bella u trid’avra segua allura eir il temp successiv della stad. 17 Cur la bescha va a cuolmen, e’ ls plavans van a chapitel, schi l’avra as müda spert. 18 Jün ha trenta dids, schi plovess trentün füss dann üngün. 19 Intuorn St. Peder e St. Paul dvaint il cuc plü sul, chi guaivd’a sia noña e non chanta plü. 20 Nel Juli e l’Auost, rabl’in chasa tuot que tü post. 21 Quel chi giascha Juli ed Auost, giascha a seis cuost. 22 Cur il fain perda la flur, piglia’ l e non tardivar. 23 L’erba narra nella stad vain scorta l’inviern. 24 La prüma plövgia d’Auost dufraida il bos-ch, coppa la muos-cha granda e piglia il lat della sila.
25 Cur il dj dels chans (Orions) ais trid’avra, seguan quaranta dids trid, scha l’avra pero ais bella, eir quaranta dids bel temp. 26 Nüvel da September non ha plü chalender. 27 Nel October va compli, que ch’ün ha laschar stovü. 28 Scha avant St. Martin la naiv riva gio sü ’l Oen, schi ais la naiv da mez l’inviern passada. 29 Scha St. Martin fess tschera scorta istess l’inviern ais avant porta. 30 Scha fin St. Caterina non ha ruot aint fraidüra, schi ais da spettar ün crüj e fraid inviern. 31 Nel December fin del’ann, t’ prepara bain sün quel chi vain.
# Rätoromanische chrestomathie XI/Inhalt

../Tschantamaint da ledschas civilas 1785 ../Sonets IncludiIntestazione 13 gennaio 2024 75% Da definire
Rätoromanische chrestomathie XI Caspar Decurtins 1917 CC BY-SA 3.0 GFDL Indice:Decurtins - Rätoromanische chrestomathie, XI.djvu //it.wikisource.org/w/index.php?title=R%C3%A4toromanische_chrestomathie_XI/Inhalt&oldid=- 20240113034749 //it.wikisource.org/w/index.php?title=R%C3%A4toromanische_chrestomathie_XI/Inhalt&oldid=- 20240113034749
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# Teoria degli errori e fondamenti di statistica/10.3

../10.2 ../10.4 IncludiIntestazione 31 agosto 2022 100% Da definire
Teoria degli errori e fondamenti di statistica Maurizio Loreti 2006 CC BY-SA 3.0 GFDL Indice:Teoria_degli_errori_e_fondamenti_di_statistica.djvu //it.wikisource.org/w/index.php?title=Teoria_degli_errori_e_fondamenti_di_statistica/10.3&oldid=- 20220831181334 //it.wikisource.org/w/index.php?title=Teoria_degli_errori_e_fondamenti_di_statistica/10.3&oldid=- 20220831181334
[p. 164
10.3 La formula di propagazione degli errori
Ora, qualsiasi funzione di più variabili si può considerare in prima approssimazione lineare; questo se ci limitiamo a considerarla in un dominio di definizione abbastanza ristretto da poter trascurare i termini di ordine superiore al primo in uno sviluppo in serie di Taylor. In definitiva possiamo estendere le conclusioni del paragrafo precedente ad una qualsiasi funzione di più variabili
$F(x,y,z,\ldots )\;\approx$
$({\bar {x}},{\bar {y}},{\bar {z}},\ldots )+{\frac {\partial F}{\partial x}}\left(x-{\bar {x}}\right)+{\frac {\partial F}{\partial y}}\left(y-{\bar {y}}\right)+{\frac {\partial F}{\partial z}}\left(z-{\bar {z}}\right)+\cdots$
per la cui varianza avremo
(le derivate vanno calcolate per i valori $x={\bar {x}}$, $y={\bar {y}}$, $z={\bar {z}},\ldots$ delle variabili indipendenti).
Questa formula è nota sotto il nome di formula di propagazione degli errori: ripetiamo che si tratta di una formula approssimata; che è valida solo se non si commettono errori troppo grandi nelle misure dirette delle variabili; e che presuppone che le variabili stesse siano tra loro statisticamente [p. 165 indipendenti. La formula di propagazione è invece esatta nel caso particolare (esaminato nel paragrafo precedente) di una combinazione lineare di variabili casuali indipendenti, caso questo nel quale tutte le derivate parziali di ordine superiore al primo sono identicamente nulle.
# Teoria degli errori e fondamenti di statistica/11

../10.5 ../11.1 IncludiIntestazione 1 settembre 2022 100% Da definire
Teoria degli errori e fondamenti di statistica Maurizio Loreti 2006 CC BY-SA 3.0 GFDL Indice:Teoria_degli_errori_e_fondamenti_di_statistica.djvu //it.wikisource.org/w/index.php?title=Teoria_degli_errori_e_fondamenti_di_statistica/11&oldid=- 20220901085357 //it.wikisource.org/w/index.php?title=Teoria_degli_errori_e_fondamenti_di_statistica/11&oldid=- 20220901085357
Capitolo 11
Stime di parametri
In questo capitolo prenderemo in considerazione due speciali tecniche di elaborazione dei dati che sono utilizzate per stimare il valore di parametri ignoti dai quali le distribuzioni teoriche dipendono: la media pesata di determinazioni sperimentali aventi diversa precisione; e la valutazione dei parametri da cui dipende l’equazione di una curva che deve descrivere una relazione tra più variabili interconnesse e misurate indipendentemente (curva interpolante i dati sperimentali).
Il metodo usato per la soluzione è, in entrambi i casi, quello della massima verosimiglianza (introdotto originariamente da Fisher nel 1921); la prima parte del capitolo riguarderà appunto il problema della stima del valore dei parametri in generale, e questo metodo in particolare.
# Teoria degli errori e fondamenti di statistica/11.4

../11.3 ../11.4.1 IncludiIntestazione 1 settembre 2022 100% Da definire
Teoria degli errori e fondamenti di statistica Maurizio Loreti 2006 CC BY-SA 3.0 GFDL Indice:Teoria_degli_errori_e_fondamenti_di_statistica.djvu //it.wikisource.org/w/index.php?title=Teoria_degli_errori_e_fondamenti_di_statistica/11.4&oldid=- 20220901085207 //it.wikisource.org/w/index.php?title=Teoria_degli_errori_e_fondamenti_di_statistica/11.4&oldid=- 20220901085207
[p. 178
11.4 Interpolazione dei dati con una curva
Può in alcuni casi capitare di conoscere la forma analitica della legge fisica che mette in relazione tra loro due variabili, e di dover stimare dai dati misurati il valore di uno o più parametri da cui tale funzione dipende.
Ad esempio, nel moto dei corpi soggetti all’azione di una forza costante le velocità assunte in istanti successivi dal corpo crescono linearmente rispetto ai tempi trascorsi, secondo la nota formula $v=v_{0}+at$; misurando in istanti successivi del moto tempi e velocità, i punti aventi per coordinate cartesiane i valori determinati per queste due grandezze devono disporsi approssimativamente lungo una linea retta: e sarebbero tutti quanti esattamente allineati se fosse possibile misurare senza commettere errori.
In questo ultimo caso sarebbe possibile ricavare immediatamente dal grafico il valore dell’accelerazione del moto, che corrisponderebbe al coefficiente angolare (o pendenza) della retta tracciata; vedremo ora come, pur commettendo errori, sia comunque possibile ricavare una stima sia dei valori dei parametri da cui l’equazione del moto dipende, sia degli errori inerenti a tale valutazione.
C’è una qualche analogia fra questo problema e quello delle misure indirette, nel senso che in entrambi i casi si presuppone esistente una relazione funzionale tra più grandezze fisiche; tuttavia, mentre in quel caso la funzione era completamente nota e veniva usata per trovare il valore di una di quelle grandezze una volta misurati quelli di tutte le altre, qui si suppone di conoscere soltanto la forma della funzione: ma sono ignoti uno o più parametri da cui pure essa dipende, e si usano i valori osservati di tutte le grandezze per stimare quelli dei parametri stessi.
# Teoria degli errori e fondamenti di statistica/10.2

../10.1 ../10.3 IncludiIntestazione 31 agosto 2022 100% Da definire
Teoria degli errori e fondamenti di statistica Maurizio Loreti 2006 CC BY-SA 3.0 GFDL Indice:Teoria_degli_errori_e_fondamenti_di_statistica.djvu //it.wikisource.org/w/index.php?title=Teoria_degli_errori_e_fondamenti_di_statistica/10.2&oldid=- 20220831181332 //it.wikisource.org/w/index.php?title=Teoria_degli_errori_e_fondamenti_di_statistica/10.2&oldid=- 20220831181332
[p. 163
10.2 Combinazioni lineari di misure dirette
Supponiamo che le misure dirette delle variabili indipendenti da cui dipende la F siano esenti da errori sistematici, e che siano pertanto distribuite secondo la legge normale; consideriamo dapprima quelle particolari funzioni che sono le combinazioni lineari di più variabili:
$F=k_{1}x_{1}+k_{2}x_{2}+k_{3}x_{3}+\ldots =\sum \nolimits _{i}k_{i}x_{i}$.
Abbiamo già visto, nell’equazione (5.2) a pagina 51, che il valore medio di una tale funzione è la combinazione lineare, con gli stessi coefficienti, delle medie delle variabili; e, se supponiamo inoltre che le variabili siano tutte statisticamente indipendenti tra loro, sappiamo anche che la varianza di F è poi data (equazione (5.5) a pagina 54) dalla combinazione lineare delle loro varianze con coefficienti pari ai quadrati dei rispettivi coefficienti:
$E(F)=\sum \nolimits _{i}k_{i}E(x_{i})=\sum \nolimits _{i}k_{i}x_{i}^{*}\equiv F^{*}$
e
$\sigma _{F}^{2}=\sum \nolimits _{i}k_{i}^{2}\sigma _{i}^{2}~$.
Abbiamo inoltre dimostrato, a pagina 103, un teorema secondo il quale una qualsiasi combinazione lineare a coefficienti costanti di variabili casuali [p. 164 aventi distribuzione normale, ed inoltre tra loro statisticamente indipendenti, è anch’essa distribuita secondo la legge normale.
Ora, sapendo che la distribuzione della F è data dalla funzione di Gauss, siamo anche in grado di attribuire un significato più preciso al suo errore quadratico medio $\sigma _{F}$: quello cioè di semiampiezza dell’intervallo, avente centro sul valore medio $E(F)=F^{*}$, che contiene un qualsiasi valore della F (ed in particolare la nostra miglior stima ${\bar {F}}$) con una probabilità del 68%; o, di converso, la semiampiezza di un intervallo centrato sulla nostra migliore stima ${\bar {F}}$ e che contiene l’ignoto valore vero $F^{*}$ con una probabilità del 68%.
In definitiva le formule precedenti risolvono il problema delle misure indirette per quelle particolari funzioni che sono le combinazioni lineari, permettendoci di calcolare per esse sia il valore stimato più verosimile che l’errore, e dandoci inoltre l’interpretazione probabilistica di questo errore.
# Teoria degli errori e fondamenti di statistica/10.4

../10.3 ../10.5 IncludiIntestazione 31 agosto 2022 100% Da definire
Teoria degli errori e fondamenti di statistica Maurizio Loreti 2006 CC BY-SA 3.0 GFDL Indice:Teoria_degli_errori_e_fondamenti_di_statistica.djvu //it.wikisource.org/w/index.php?title=Teoria_degli_errori_e_fondamenti_di_statistica/10.4&oldid=- 20220831181349 //it.wikisource.org/w/index.php?title=Teoria_degli_errori_e_fondamenti_di_statistica/10.4&oldid=- 20220831181349
[p. 165
10.4 Errore dei prodotti di potenze
Applichiamo ora la formula (10.2) di propagazione degli errori a quella particolare classe di funzioni costituita dai prodotti di potenze delle variabili indipendenti: cioè alle funzioni del tipo
$F(x,y,z,\ldots )=K\cdot x^{\alpha }\cdot y^{\beta }\cdot z^{\gamma }\cdots ~~$.
Calcoliamo innanzi tutto le derivate parziali di F; risulta
$\left\{{\begin{array}{rcccl}{\dfrac {\partial F}{\partial x}}&=&K\cdot \alpha \,x^{\alpha -1}\cdot y^{\beta }\cdot z^{\gamma }\cdots &=&\alpha \,{\dfrac {F}{x}}\\[3ex]{\dfrac {\partial F}{\partial y}}&=&K\cdot x^{\alpha }\cdot \beta \,y^{\beta -1}\cdot z^{\gamma }\cdots &=&\beta \,{\dfrac {F}{y}}\\[3ex]\cdots &&&&\end{array}}\right.$
(ammettendo che nessuna delle variabili sia nulla; questo implica che anche la F abbia valore diverso da zero). Introducendo questi valori delle derivate nella formula di propagazione degli errori, avremo
| ${\sigma _{F}}^{2}$ | $\approx \left({\frac {\partial F}{\partial x}}\right)^{2}{\sigma _{x}}^{2}+\left({\frac {\partial F}{\partial y}}\right)^{2}{\sigma _{y}}^{2}+\cdots$ |
| | $=\alpha ^{2}\,{\frac {F^{2}}{x^{2}}}\,{\sigma _{x}}^{2}+\beta ^{2}\,{\frac {F^{2}}{y^{2}}}\,{\sigma _{y}}^{2}+\cdots$ |
ed in definitiva
${\Biggl{\frac {\sigma _{F}}{F}}{\Biggr )}^{2}\approx \alpha ^{2}{\Biggl{\frac {\sigma _{x}}{x}}{\Biggr )}^{2}+\beta ^{2}{\Biggl{\frac {\sigma _{y}}{y}}{\Biggr )}^{2}+\cdots$;
relazione che permette di ricavare con semplici calcoli l’errore relativo di F dagli errori relativi commessi nella misura delle variabili indipendenti. Per quanto detto in precedenza, questa relazione è solo una prima approssimazione; e possiamo ritenerla valida se le variabili indipendenti sono misurate con errori piccoli.
# Teoria degli errori e fondamenti di statistica/10.5

../10.4 ../11 IncludiIntestazione 31 agosto 2022 100% Da definire
Teoria degli errori e fondamenti di statistica Maurizio Loreti 2006 CC BY-SA 3.0 GFDL Indice:Teoria_degli_errori_e_fondamenti_di_statistica.djvu //it.wikisource.org/w/index.php?title=Teoria_degli_errori_e_fondamenti_di_statistica/10.5&oldid=- 20220831181357 //it.wikisource.org/w/index.php?title=Teoria_degli_errori_e_fondamenti_di_statistica/10.5&oldid=- 20220831181357
[p. 166
10.5 Errori massimi
Quando si parla di errori di misura senza specificare null’altro, si sottintende di norma che i numeri riportati si riferiscono ad errori quadratici medi; talvolta però si è in grado di indicare un intervallo all’interno del quale si sa con assoluta certezza che deve trovarsi il valore vero della grandezza misurata: in questi casi si può ovviamente attribuire un errore in termini assoluti (sia in difetto che in eccesso) al valore indicato. Supponendo per semplicità che i valori limite siamo simmetrici rispetto al risultato trovato, che si potrà quindi ancora esprimere nella forma
$x=x_{0}\pm \Delta x$,
vogliamo ora determinare la legge secondo la quale si propagano questi errori massimi nelle misure indirette.
È immediato riconoscere che, se $F=Kx$ e $x\in [x_{0}-\Delta x,x_{0}+\Delta x]$, necessariamente F deve appartenere ad un intervallo di semiampiezza $\Delta F$, con $\Delta F=|K|\,\Delta x$. Similmente, sommando (o sottraendo) due grandezze indipendenti di cui si conoscano gli errori massimi, il risultato $F=x\pm y$ dovrà essere compreso in un intervallo di semiampiezza $\Delta F=\Delta x+\Delta y$. Usando entrambe queste conclusioni, nel caso di una combinazione lineare
$F=\sum _{i=1}^{N}a_{i}\,x_{i}$
l’errore massimo su F vale
$\Delta F=\sum _{i=1}^{N}\left|a_{i}\right|\Delta x_{i}$.
Per una relazione funzionale qualsiasi
$F=F(x_{1},x_{2},\ldots ,x_{N})$,
e nei limiti in cui si possano trascurare i termini di ordine superiore al primo in uno sviluppo in serie di Taylor, la formula di propagazione per gli errori massimi è dunque
$\Delta F\approx \sum _{i=1}^{N}\left|{\frac {\partial F}{\partial x_{i}}}\right|\Delta x_{i}$;
e, per i prodotti di potenze del tipo $F=K\cdot x^{\alpha }\cdot y^{\beta }\cdots$,
${\frac {\Delta F}{|F|}}\approx |\alpha |\,{\frac {\Delta x}{|x|}}+|\beta |\,{\frac {\Delta y}{|y|}}+\cdots$.
# Trattato di architettura civile e militare I/Trattato/Libro 6/Capo 1

../Prologo ../Capo 2 IncludiIntestazione 6 novembre 2023 100% Da definire
Trattato di architettura civile e militare I Francesco di Giorgio Martini 1841 CC BY-SA 3.0 GFDL Indice:Martini - Trattato di architettura civile e militare, 1841, I.djvu //it.wikisource.org/w/index.php?title=Trattato_di_architettura_civile_e_militare_I/Trattato/Libro_6/Capo_1&oldid=- 20231106122036 //it.wikisource.org/w/index.php?title=Trattato_di_architettura_civile_e_militare_I/Trattato/Libro_6/Capo_1&oldid=- 20231106122036
CAPO I.
Disposizione de’ porti (Tav. XXVII, 3).
Tre sono le figure principali, oltre alle altre, le quali sono convenienti ai porti, due estreme e una media: la prima è in forma di circolo, la seconda in forma di triangolo, la terza dell’una e dell’altra partecipa: nelle quali forme i porti artificiali si debbono ordinare, e i naturali (che difficilmente si possono trovare simili a questi) quanto più si può ridurre si debbono, onde tutti questi concorrono nella medesime condizioni: e circa alla notizia di queste è da vedere il complemento di molti mezzi artificiali, e dopo questo rimarrà manifesto e liquido le condizioni degli altri a questi simili.
È adunque principalmente da sapere che questi moli devono avere due muri come due semicircoli, o veramente due linee rette causanti un triangolo benchè non debbano concorrere, per l’entrata del porto, o veramente siano come due corni misti del primo e secondo modo di figure. E questi muri devono esser grossi piedi 80, di fuori scarpati per tutto con dependenza del terzo o quarto dell’altezza sua, sicchè per ogni 3 o 4 piedi di altezza ne abbiano uno di proiettura; siano i predetti muri distanti l’uno dall’altro alla riva del mare piedi 1000, e poi l’uno tendendo verso l’altro siano di lunghezza in mare piedi 700, o circa: l’estremità o punte dei detti muri siano in fine distanti fra sè piedi 200 in 350, come più apertamente il disegno ci manifesta.
Appresso alla terra, ovvero al principio dei muri si faccia due portoni con saracinesche da chiudere e aprire, acciocchè per il flusso e riflusso del mare nei tempi fortunosi aprendo quelle possano i detti porti da ogni sporcizia e arena evacuarsi, siccome interviene nel porto di Ancona che per spazio di tempo le parti utili del porto si riempiono, e con spendio bisogna quelle evacuare: per il che, essendo tale ordine dato, in tale spesa non s’incorreria. La forma e luogo di queste la figura il manifesta. [p. 317
A più perfezione e fortezza del porto, si può fare in mare distante dall’entrata o bocca sua per piedi 250 un muro grosso piedi 80, come appare dai muri antedetti, lungo piedi 300, scarpato a calice, in forma di angolo ottuso, per resistere o veramente per evitare i colpi dell’onde del mare.
# Trattato di architettura civile e militare I/Trattato/Libro 6/Capo 2

../Capo 1 ../Capo 3 IncludiIntestazione 6 novembre 2023 100% Da definire
Trattato di architettura civile e militare I Francesco di Giorgio Martini 1841 CC BY-SA 3.0 GFDL Indice:Martini - Trattato di architettura civile e militare, 1841, I.djvu //it.wikisource.org/w/index.php?title=Trattato_di_architettura_civile_e_militare_I/Trattato/Libro_6/Capo_2&oldid=- 20231106122202 //it.wikisource.org/w/index.php?title=Trattato_di_architettura_civile_e_militare_I/Trattato/Libro_6/Capo_2&oldid=- 20231106122202
[p. 317
CAPO II.
Della difesa de’ porti.
Questi porti e ingressi in due modi possono essere difesi; il primo, facendo in ogni estremità dei muri una grossa torre, e tirando dall’una all’altra catene secondo il bisogno, per le quali non si possa nè entrare nè uscire senza volontà del principe, come appare disegnato. Il secondo modo, di minore spendio, è questo, facendo una sola grossa torre nel mezzo del muro, che di sopra è dichiarato esser fatto per difesa dell’entrata; e questo facendo, il muro serve per fortezza e per sostegno dell’onde. E la predetta torre per due cose serve, cioè per difensione e per fanale. E così si può dire che il porto non abbia ad avere alcuna traversia, ma essere sicuro da tutti i venti: e perchè rarissime volte, non mai, la natura per sè si vede avere fatte simili perfette figure, dall’arte in quanto mancassero devono essere supplite. Segue il disegno.