stanford-oval/wikipedia huggingface dataset:
فرنان بروديل

| فرنان بروديل> (بالفرنسية: Fernand Braudel)‏    | فرنان بروديل> (بالفرنسية: Fernand Braudel)‏    |
| --- | --- |
 :  
 معلومات شخصية :  معلومات شخصية 
 اسم الولادة: (بالفرنسية: Fernand Paul Achille Braudel)‏  
الميلاد: 24 أغسطس 1902(1902-08-24)
الوفاة: 27 نوفمبر 1985 (83 سنة)   
مكان الدفن: مقبرة بير لاشيز  
مواطنة:  فرنسا  
عضو في: الأكاديمية الفرنسية،  والأكاديمية الصربية للعلوم والفنون،  والأكاديمية المجرية للعلوم،  وأكاديمية هايدلبرغ للعلوم والعلوم الإنسانية،  والأكاديمية الأمريكية للفنون والعلوم،  وأكاديمية هايدلبرغ للعلوم والعلوم الإنسانية،  والأكاديمية البافارية للعلوم والإنسانيات،  والأكاديمية البولندية للعلوم  
  (16 )     :   (16 )     
في المنصب 14 يونيو 1984  – 27 نوفمبر 1985 : في المنصب 14 يونيو 1984  – 27 نوفمبر 1985 
     جاك لوران   :      جاك لوران   
 الحياة العملية  :  الحياة العملية  
المدرسة الأم: جامعة باريس  
تعلم لدى: هنري هوزر  
المهنة: مؤرخ،  وأستاذ جامعي  
اللغات: الفرنسية  
مجال العمل: تاريخ  
موظف في: جامعة ساو باولو،  ومدرسة الدراسات العليا في العلوم الاجتماعية،  وكوليج دو فرانس،  ومعهد الدراسات السياسية بباريس،  وجامعة باريس،  وكلية الدراسات المتقدمة،  وجامعة الجزائر،  وثانوية أحمد رضا حوحو  ‏  
التيار: مدرسة الحوليات  
الخدمة العسكرية : الخدمة العسكرية 
المعارك والحروب: الحرب العالمية الثانية  
الجوائز : الجوائز 
الدكتوراه الفخرية من جامعة لايدن  (1975) الدكتوراة الفخرية من  جامعة كمبلوتنسي بمدريد  (1964)  وسام جوقة الشرف من رتبة قائد   وسام السعفات الأكاديمية من رتبة قائد  ‏   : الدكتوراه الفخرية من جامعة لايدن  (1975) الدكتوراة الفخرية من  جامعة كمبلوتنسي بمدريد  (1964)  وسام جوقة الشرف من رتبة قائد   وسام السعفات الأكاديمية من رتبة قائد  ‏   
تعديل مصدري - تعديل  : تعديل مصدري - تعديل  
فرنان بروديل (بالفرنسية: Fernand Braudel)‏ (24 أغسطس 1902 - 27 نوفمبر 1985) مؤرخ فرنسي ومن مؤسسي مدرسة الحوليات الحديثة. ركزت دراساته على ثلاثة مشاريع رئيسية، تمثل كل منها عدة عقود من الدراسة المكثفة: البحر الأبيض المتوسط (1923-1949 ومن ثم 1949-1966) والحضارة والرأسمالية (1955-1979) والهوية الفرنسية غير المكتمل (1970-1985). `
من أقواله

لا يمكن للمؤرخ أن يكون على قدم المساواة إلا مع تاريخ بلده، فهو يفهم بشكل يكاد يكون غريزياً تطوراته المفاجئة وتحولاته، تعقيداته وجوانب أصالته وضعفه، ومهما كانت ثقافة المؤرخ عظيمة، فإنه لا يمكنه التمتع بهذه الميزة عندما يرحل إلى ساحة أخرى
مراجع

1 2  Académie française | Fernand Braudel (بالفرنسية), QID:Q107214508
↑  BeWeB، QID:Q77541206
↑  list of professors at Collège de France (PDF)، QID:Q3253460
↑   https://www.universiteitleiden.nl/en/about-us/facts-and-figures/laureates. {{استشهاد ويب}}: |url= بحاجة لعنوان (مساعدة) والوسيط |title= غير موجود أو فارغ (من ويكي بيانات) (مساعدة)
↑  طبائع الاستملاك: قراءه في امراض الحالة البحرينية ص7
| ع ن الأكاديمية الفرنسية مقعد 15 | ع ن الأكاديمية الفرنسية مقعد 15 |
| --- | --- |
 Guillaume Bautru (1634)  Jacques Testu de Belval (1665)  François-Joseph de Beaupoil de Sainte-Aulaire (1706)  Jean-Jacques d'Ortous de Mairan (1743)  فرانسوا ارنو (1771)  Gui-Jean-Baptiste Target (1785)  Jean-Sifrein Maury (1806)  François-Xavier-Marc-Antoine de Montesquiou-Fézensac (1816)  Antoine Jay (1832)  Ustazade Silvestre de Sacy (1854)  Eugène Marin Labiche (1880)  هنري ميلهاك (1888)  Henri Lavedan (1898)  Ernest Seillière (1946)  André Chamson (1956)  فرنان بروديل (1984)  جاك لوران (1986)  Frédéric Vitoux (2001) :  Guillaume Bautru (1634)  Jacques Testu de Belval (1665)  François-Joseph de Beaupoil de Sainte-Aulaire (1706)  Jean-Jacques d'Ortous de Mairan (1743)  فرانسوا ارنو (1771)  Gui-Jean-Baptiste Target (1785)  Jean-Sifrein Maury (1806)  François-Xavier-Marc-Antoine de Montesquiou-Fézensac (1816)  Antoine Jay (1832)  Ustazade Silvestre de Sacy (1854)  Eugène Marin Labiche (1880)  هنري ميلهاك (1888)  Henri Lavedan (1898)  Ernest Seillière (1946)  André Chamson (1956)  فرنان بروديل (1984)  جاك لوران (1986)  Frédéric Vitoux (2001) 
بوابة أدب فرنسي
بوابة أعلام
بوابة التاريخ
بوابة الجامعات
بوابة تاريخ معاصر
بوابة عصور حديثة
بوابة علم الاجتماع
بوابة فرنسا
| ضبط استنادي  | ضبط استنادي  |
| --- | --- |
دولية:  دليل الألماس العام  المُعرِّف مُتعدِّد الأوجه (FAST)  الاسم المعياري الدولي (ISNI)  ملف الضبط الاستنادي الافتراضي الدَّولي (VIAF)  مركز المكتبة الرقمية على الإنترنت (WC Entities) 
وطنية:  نظام الضبط الاستنادي النرويجي (BIBSYS)  الفهرس الجمعي للضبط الاستنادي في تشيلي (CCAB )  المكتبة القومية الإسبانية (BNE)  المكتبة الوطنية الفرنسية (BnF)  المكتبة الوطنية القطلونية (CANTIC)  الملف الاستنادي المتكامِل (GND)  المكتبة الوطنية الإيطالية (SBN)  المكتبة القومية الإسرائيلية (J9U)  قاعدة بيانات كانتو (KANTO)  المكتبة الملكية البلجيكية (KBR)  مكتبة الكونغرس (LCNAF)  المكتبة الوطنية السويدية (Libris-URI)  مكتبة لاتفيا الوطنية (LNB)  مكتبة البرلمان القومي الياباني (NDL)  قاعدة البيانات الوطنية التشيكية (NLCR AUT)  المكتبة القومية الأسترالية (NLA)  المكتبة القومية اليونانية (NLG)  المكتبة القومية الكوريَّة (NLK)  المكتبة الوطنية في زغرب (NSK)  المَكنز الوطني للمؤلِّفين (NTA)  المكتبة القومية في بولندا (NLP)  المكتبة القومية البرتغالية (PTBNP)  مكتبة الفاتيكان (VcBA) 
بحثية:  مُتصفِّح المعلومات الأكاديمية "سيني" (CiNii) 
فنية:  قائمة الاتحاد لأسماء الفنانين (ULAN) 
تراجم:  الفهارس الألمانية (DtBio)  مكتبة الإسكندرية الجديدة (EGAXA)  نفائس المكتبة القومية الأسترالية (NLA Trove) 
أخرى:  الشبكات الاجتماعية ونظام المحتوى المؤرشف (SNAC Ark)  النظام الجامعي للتوثيق (IdRef)  دائرة المعارف الإسلامية التركية (TDVIA)
فريبورت (نوفا سكوشا)

لمعانٍ أخرى، طالع فريبورت (توضيح).
فريبورت (بالإنجليزية: Freeport, Nova Scotia)‏ هي قرية تقع في كندا في Digby. يقدر عدد سكانها بـ 291 نسمة ومساحتها 7.57 كم2 .
انظر أيضاً

قائمة مدن كندا
مراجع

↑    "صفحة  فريبورت (نوفا سكوشا) في GeoNames ID". GeoNames ID. اطلع عليه بتاريخ 2024-10-11.
↑  "Population and dwelling counts, for× Canada, provinces and territories, and census subdivisions (municipalities)" (بالإنجليزية). Statistics Canada. Archived from the original on 24 يونيو 2016. Retrieved نوفمبر 2014. {{استشهاد ويب}}: تحقق من التاريخ في: |تاريخ الوصول= (help)
| ع ن قرى نوفا سكوشا  | ع ن قرى نوفا سكوشا  |
| --- | --- |
قرى نوفا سكوشا:  أيليسفورد  بورت ويليامز  بوغواش  بيديك  بيلي هيل  تاتاماغوتشي  تشستر  تيفرتون  سانت بيترس  غرينوود  فريبورت  كانينغ  كورنواليس  كينغستون  لاورنستاون  نيو ميناس  هافري بوتشر  هيبفيل  ويماغوتشي 
قرى نوفا سكوشا: قرى نوفا سكوشا
| ضبط استنادي  | ضبط استنادي  |
| --- | --- |
دولية:  ملف الضبط الاستنادي الافتراضي الدَّولي (VIAF) 
وطنية:  المكتبة القومية الإسرائيلية (J9U)  مكتبة الكونغرس (LCNAF) 
بوابة كندا
بوابة تجمعات سكانية
بوابة جغرافيا
هايلي وولف

| هايلي وولف>  معلومات شخصية  | هايلي وولف>  معلومات شخصية  |
| --- | --- |
الميلاد: سنة 1964  (العمر 59–60 سنة)   الولايات المتحدة  
مواطنة:  الولايات المتحدة  
 الحياة العملية  :  الحياة العملية  
المهنة: متزحلق حر  
الرياضة: تزلج حر  
تعديل مصدري - تعديل  : تعديل مصدري - تعديل  
هايلي وولف (بالإنجليزية: Hayley Wolff)‏ هي متزحلقة حرة أمريكية، ولدت في 1964 في الولايات المتحدة.
مراجع

↑  "Athlete : WOLFF Hayley, WSC". fis-ski.com. مؤرشف من الأصل في 2018-08-29. اطلع عليه بتاريخ 2018-08-28.
وصلات خارجية

هايلي وولف على موقع الاتحاد الدولي للتزلج (التزلج الحر) (الإنجليزية)
بوابة الولايات المتحدة
بوابة أعلام
بوابة المرأة
حادثة قطار برشلونة 2017

في 28 يوليو 2017 وتحديدا حوالي الساعة 19:52 بتوقيت جرينتش (05:15 بالتوقيت العالمي) تحطم قطار ركاب بسبب خروجه عن مساره في محطة برشلونة فرانكا في برشلونة، إسبانيا ولقد اصيب 56 شخصا بجراح طفيفه، كان خمسة منهم في اصابتهم خطيرة.
نيفادا (أوهايو)

لمعانٍ أخرى، طالع نيفادا (توضيح).
نيفادا (بالإنجليزية: Nevada, Ohio)‏ هي منطقة سكنية تقع في الولايات المتحدة في مقاطعة وايندط، أوهايو. يقدر عدد سكانها بـ 760 نسمة ومساحتها 2.67 كم2 و وترتفع عن سطح البحر 283 متر.
التركيبة السكانية

قام مكتب تعداد الولايات المتحدة بتحديد بيانات التركيبة السكانية لنيفادا في تعداد الولايات المتحدة. في ما يلي، التركيبة السكانية حسب تعدادي 2000 و2010.
| تطور التعداد السكاني> السنة | تطور التعداد السكاني> عدد السكان | تطور التعداد السكاني>  | تطور التعداد السكاني>  %± |
| --- | --- | --- | --- |
| 1870 | 828 |  | — |
| 1880 | 1٬036 |  | 25.1% |
| 1890 | 802 |  | -22.6% |
| 1900 | 889 |  | 10.8% |
| 1910 | 889 |  | 0.0% |
| 1920 | 793 |  | -10.8% |
| 1930 | 741 |  | -6.6% |
| 1940 | 741 |  | 0.0% |
| 1950 | 824 |  | 11.2% |
| 1960 | 919 |  | 11.5% |
| 1970 | 917 |  | -0.2% |
| 1980 | 945 |  | 3.1% |
| 1990 | 849 |  | -10.2% |
| 2000 | 814 |  | -4.1% |
| 2010 | 760 |  | -6.6% |
| تقدير 2017 | 734 |  | -9.8% |
تعداد الولايات المتحدة لكل عقد: تعداد الولايات المتحدة لكل عقد
التركيبة السكانية > تعداد عام 2000

بلغ عدد سكان نيفادا 814 نسمة بحسب تعداد عام 2000، وبلغ عدد الأسر 313 أسرة وعدد العائلات 215 عائلة مقيمة في القرية. في حين سجلت الكثافة السكانية 788.8 نسمة لكل ميل مربع (304.6/كم2). وبلغ عدد الوحدات السكنية 328 وحدة بمتوسط كثافة قدره 317.8 نسمة لكل ميل مربع (122.7/كم2).
وتوزع التركيب العرقي للقرية بنسبة 97.42% من البيض و 0.12% من الأمريكيين الأصليين و 0.25% من الأمريكيين ذوي الأصول الآسيوية و 0.12% من سكان جزر المحيط الهادئ و 0.37% من الأمريكيين الأفارقة و 0.98% من عرقين مختلطين أو أكثر.
بلغ عدد الأسر 313 أسرة كانت نسبة 33.5% منها لديها أطفال تحت سن الثامنة عشر تعيش معهم، وبلغت نسبة الأزواج القاطنين مع بعضهم البعض 56.5% من أصل المجموع الكلي للأسر، ونسبة 8.6% من الأسر كان لديها معيلات من الإناث دون وجود شريك، وكانت نسبة 31.0% من غير العائلات. تألفت نسبة 24.9% من أصل جميع الأسر من أفراد ونسبة 13.1% كانوا يعيش معهم شخص وحيد يبلغ من العمر 65 عاماً فما فوق. وبلغ متوسط حجم الأسرة المعيشية 3.13، أما متوسط حجم العائلات فبلغ 2.60.
بلغ العمر الوسطي للسكان 34 عاماً. وكانت نسبة 27.4% من القاطنين تحت سن الثامنة عشر، وكانت نسبة 8.2% بين الثامنة عشر والأربعة وعشرون عاماً، ونسبة 30.1% كانت واقعةً في الفئة العمرية ما بين الخامسة والعشرون حتى والأربعة وأربعون عاماً، ونسبة 21.4% كانت ما بين الخامسة والأربعون حتى الرابعة والستون، ونسبة 12.9% كانت ضمن فئة الخامسة والستون عاماً فما فوق. يوجد لكل 100 أنثى 98.1 ذكر، ويوجد لكل 100 أنثى في الثامنة عشر من عمرها فما فوق 91.9 ذكر.
بلغ متوسط دخل الأسرة في القرية 34,706 دولار، أما متوسط دخل العائلة فبلغ 41,250 دولار. وكان متوسط دخل الذكور 32,159 دولار مقابل 21,181 دولار للإناث. وسجل دخل الفرد الخاص بالقرية 15,395 دولار. وكانت نسبة 2.7% من العائلات ونسبة 4.9% من السكان تحت خط الفقر، وكان من هؤلاء نسبة 3.8% تحت سن الثامنة عشر ونسبة 3.0% في الخامسة والستين من العمر وما فوق.
التركيبة السكانية > تعداد عام 2010

بلغ عدد سكان نيفادا 760 نسمة بحسب تعداد عام 2010، وبلغ عدد الأسر 295 أسرة وعدد العائلات 203 عائلة مقيمة في القرية. في حين سجلت الكثافة السكانية 737.9 نسمة لكل ميل مربع (284.9/كم2). وبلغ عدد الوحدات السكنية 334 وحدة بمتوسط كثافة قدره 324.3 لكل ميل مربع (125.2/كم2).
وتوزع التركيب العرقي للقرية بنسبة 97.1% من البيض و 0.1% من الأمريكيين الأصليين و 2.1% من عرقين مختلطين أو أكثر.
بلغ عدد الأسر 295 أسرة كانت نسبة 35.3% منها لديها أطفال تحت سن الثامنة عشر تعيش معهم، وبلغت نسبة الأزواج القاطنين مع بعضهم البعض 52.2% من أصل المجموع الكلي للأسر، ونسبة 11.2% من الأسر كان لديها معيلات من الإناث دون وجود شريك، بينما كانت نسبة 5.4% من الأسر لديها معيلون من الذكور دون وجود شريكة وكانت نسبة 31.2% من غير العائلات. تألفت نسبة 26.4% من أصل جميع الأسر من أفراد ونسبة 10.2% كانوا يعيش معهم شخص وحيد يبلغ من العمر 65 عاماً فما فوق. وبلغ متوسط حجم الأسرة المعيشية 3.09، أما متوسط حجم العائلات فبلغ 2.58.
بلغ العمر الوسطي للسكان 36.9 عاماً. وكانت نسبة 26.4% من القاطنين تحت سن الثامنة عشر، وكانت نسبة 7.8% بين الثامنة عشر والأربعة وعشرون عاماً، ونسبة 26.5% كانت واقعةً في الفئة العمرية ما بين الخامسة والعشرون حتى والأربعة وأربعون عاماً، ونسبة 26.4% كانت ما بين الخامسة والأربعون حتى الرابعة والستون، ونسبة 12.8% كانت ضمن فئة الخامسة والستون عاماً فما فوق. وتوزع التركيب الجنسي للسكان بنسبة 49.7% ذكور و50.3% إناث.
انظر أيضاً

قائمة مدن الولايات المتحدة
مراجع

↑     "صفحة  نيفادا (أوهايو) في  خريطة الشارع المفتوحة". OpenStreetMap. اطلع عليه بتاريخ 2024-10-11.
↑    "صفحة  نيفادا (أوهايو) في GeoNames ID". GeoNames ID. اطلع عليه بتاريخ 2024-10-11.
↑  Library of Congress, Library of Congress Name Authority File (بالإنجليزية), QID:Q18912790
↑  تعداد الولايات المتحدة 2020، QID:Q23766566
↑  مكتب تعداد الولايات المتحدة، المحرر (17 مارس 2022)، 2016–2020 American Community Survey، QID:Q111610221
↑  "Population and Housing Unit Estimates". مؤرشف من الأصل في 2019-09-05. اطلع عليه بتاريخ 2018-05-26.
↑  "Census of Population and Housing". Census.gov. مؤرشف من الأصل في 2019-09-07. اطلع عليه بتاريخ 2015-06-04.
↑  "American FactFinder". مكتب تعداد الولايات المتحدة. مؤرشف من الأصل في 2013-09-11. اطلع عليه بتاريخ 2008-01-31.
↑  "American FactFinder". مكتب تعداد الولايات المتحدة. مؤرشف من الأصل في 2018-03-16. اطلع عليه بتاريخ 2013-01-06.
| ضبط استنادي  | ضبط استنادي  |
| --- | --- |
دولية:  المُعرِّف مُتعدِّد الأوجه (FAST)  ملف الضبط الاستنادي الافتراضي الدَّولي (VIAF) 2 
وطنية:  المكتبة القومية الإسرائيلية (J9U)  مكتبة الكونغرس (LCNAF) 
أخرى:  النظام الجامعي للتوثيق (IdRef) 
| ع ن بلديات ومجتمعات مقاطعة وايندوت (أوهايو)، الولايات المتحدة | ع ن بلديات ومجتمعات مقاطعة وايندوت (أوهايو)، الولايات المتحدة | ع ن بلديات ومجتمعات مقاطعة وايندوت (أوهايو)، الولايات المتحدة |
| --- | --- | --- |
مقر المقاطعة: Upper Sandusky: مقر المقاطعة: Upper Sandusky
| Administrative divisions of Ohio ‏ |  أوبير ساندوسكي  | Map of Ohio highlighting Wyandot County |
| قرية |  كيري  فورست‡  هاربستر  كيربي  مارسليس  نيفادا  ساكامور  وارتون  | Map of Ohio highlighting Wyandot County |
| بلدة مدنية |  بلدة أنتريم  Crane Township, Wyandot County, Ohio ‏  Crawford Township, Wyandot County, Ohio ‏  Eden Township, Wyandot County, Ohio ‏  Jackson Township, Wyandot County, Ohio ‏  Marseilles Township, Wyandot County, Ohio ‏  Mifflin Township, Wyandot County, Ohio ‏  Pitt Township, Wyandot County, Ohio ‏  Richland Township, Wyandot County, Ohio ‏  Ridge Township, Wyandot County, Ohio ‏  Salem Township, Wyandot County, Ohio ‏  Sycamore Township, Wyandot County, Ohio ‏  Tymochtee Township, Wyandot County, Ohio ‏  | Map of Ohio highlighting Wyandot County |
| أماكن مخصصة للتعداد |  McCutchenville, Ohio ‏‡  | Map of Ohio highlighting Wyandot County |
| منطقات فردية |  Belle Vernon, Ohio ‏  Brownstown, Wyandot County, Ohio ‏  Crawford, Ohio ‏  Deunquat, Ohio ‏  Little Sandusky, Ohio ‏  Lovell, Ohio ‏  Mexico, Ohio ‏  Mononcue, Ohio ‏  Seal, Ohio ‏  Tymochtee, Ohio ‏  Wyandot, Ohio ‏  | Map of Ohio highlighting Wyandot County |
| ملاحظات | ‡هذه الأماكن المأهولة أيضاً بها أجزاء من مقاطعة أو مقاطعات متاخمة. | Map of Ohio highlighting Wyandot County |
بوابة الولايات المتحدة
بوابة تجمعات سكانية
بوابة جغرافيا
نيسيده (ويسكونسن)

نيسيده (بالإنجليزية: Necedah, Wisconsin)‏ هي قرية تقع في الولايات المتحدة في مقاطعة جونو (ويسكونسن). يقدر عدد سكانها بـ 916 نسمة ومساحتها 8.03 كم2 وترتفع عن سطح البحر 280 متر.
التركيبة السكانية

قام مكتب تعداد الولايات المتحدة بتحديد بيانات التركيبة السكانية لنيسيده في تعداد الولايات المتحدة. في ما يلي، التركيبة السكانية حسب تعدادي 2000 و2010.
| تطور التعداد السكاني> السنة | تطور التعداد السكاني> عدد السكان | تطور التعداد السكاني>  | تطور التعداد السكاني>  %± |
| --- | --- | --- | --- |
| 1870 | 944 |  | — |
| 1880 | 1٬475 |  | 56.3% |
| 1890 | 1٬708 |  | 15.8% |
| 1900 | 1٬209 |  | -29.2% |
| 1910 | 1٬054 |  | -12.8% |
| 1920 | 852 |  | -19.2% |
| 1930 | 761 |  | -10.7% |
| 1940 | 838 |  | 10.1% |
| 1950 | 862 |  | 2.9% |
| 1960 | 691 |  | -19.8% |
| 1970 | 740 |  | 7.1% |
| 1980 | 773 |  | 4.5% |
| 1990 | 743 |  | -3.9% |
| 2000 | 888 |  | 19.5% |
| 2010 | 916 |  | 3.2% |
| تقدير 2016 | 920 |  | 3.6% |
تعداد الولايات المتحدة لكل عقد: تعداد الولايات المتحدة لكل عقد
التركيبة السكانية > تعداد عام 2000

بلغ عدد سكان نيسيده 888 نسمة بحسب تعداد عام 2000، وبلغ عدد الأسر 359 أسرة وعدد العائلات 236 عائلة مقيمة في القرية. في حين سجلت الكثافة السكانية 333.3 نسمة لكل ميل مربع (128.7/كم2). وبلغ عدد الوحدات السكنية 414 وحدة بمتوسط كثافة قدره 155.4 نسمة لكل ميل مربع (60.0/كم2).
وتوزع التركيب العرقي للقرية بنسبة 98.20% من البيض و 0.34% من الأمريكيين الأصليين و 0.23% من الأمريكيين ذوي الأصول الآسيوية و 0.23% من الأمريكيين الأفارقة و 0.56% من عرقين مختلطين أو أكثر.
بلغ عدد الأسر 359 أسرة كانت نسبة 37.0% منها لديها أطفال تحت سن الثامنة عشر تعيش معهم، وبلغت نسبة الأزواج القاطنين مع بعضهم البعض 48.7% من أصل المجموع الكلي للأسر، ونسبة 11.7% من الأسر كان لديها معيلات من الإناث دون وجود شريك، وكانت نسبة 34.0% من غير العائلات. تألفت نسبة 29.8% من أصل جميع الأسر من أفراد ونسبة 13.1% كانوا يعيش معهم شخص وحيد يبلغ من العمر 65 عاماً فما فوق. وبلغ متوسط حجم الأسرة المعيشية 3.05، أما متوسط حجم العائلات فبلغ 2.43.
بلغ العمر الوسطي للسكان 34 عاماً. وكانت نسبة 30.5% من القاطنين تحت سن الثامنة عشر، وكانت نسبة 8.0% بين الثامنة عشر والأربعة وعشرون عاماً، ونسبة 28.9% كانت واقعةً في الفئة العمرية ما بين الخامسة والعشرون حتى والأربعة وأربعون عاماً، ونسبة 20.5% كانت ما بين الخامسة والأربعون حتى الرابعة والستون، ونسبة 12.0% كانت ضمن فئة الخامسة والستون عاماً فما فوق. يوجد لكل 100 أنثى 93.5 ذكر، ويوجد لكل 100 أنثى في الثامنة عشر من عمرها فما فوق 91.0 ذكر.
بلغ متوسط دخل الأسرة في القرية 32,135 دولار، أما متوسط دخل العائلة فبلغ 37,788 دولار. وكان متوسط دخل الذكور 34,417 دولار مقابل 20,673 دولار للإناث. وسجل دخل الفرد الخاص بالقرية 14,766 دولار. وكانت نسبة 9.8% من العائلات ونسبة 13.1% من السكان تحت خط الفقر، وكان من هؤلاء نسبة 10.1% تحت سن الثامنة عشر ونسبة 15.6% في الخامسة والستين من العمر وما فوق.
التركيبة السكانية > تعداد عام 2010

بلغ عدد سكان نيسيده 916 نسمة بحسب تعداد عام 2010، وبلغ عدد الأسر 376 أسرة وعدد العائلات 223 عائلة مقيمة في القرية. في حين سجلت الكثافة السكانية 328.3 نسمة لكل ميل مربع (126.8/كم2). وبلغ عدد الوحدات السكنية 469 وحدة بمتوسط كثافة قدره 168.1 لكل ميل مربع (64.9/كم2).
وتوزع التركيب العرقي للقرية بنسبة 96.6% من البيض و 0.1% من الأمريكيين الأصليين و 0.3% من الأمريكيين ذوي الأصول الآسيوية و 0.7% من الأمريكيين الأفارقة و 1.5% من عرقين مختلطين أو أكثر.
بلغ عدد الأسر 376 أسرة كانت نسبة 34.3% منها لديها أطفال تحت سن الثامنة عشر تعيش معهم، وبلغت نسبة الأزواج القاطنين مع بعضهم البعض 41.8% من أصل المجموع الكلي للأسر، ونسبة 11.2% من الأسر كان لديها معيلات من الإناث دون وجود شريك، بينما كانت نسبة 6.4% من الأسر لديها معيلون من الذكور دون وجود شريكة وكانت نسبة 40.7% من غير العائلات. تألفت نسبة 34.0% من أصل جميع الأسر من أفراد ونسبة 18.9% كانوا يعيش معهم شخص وحيد يبلغ من العمر 65 عاماً فما فوق. وبلغ متوسط حجم الأسرة المعيشية 3.11، أما متوسط حجم العائلات فبلغ 2.41.
بلغ العمر الوسطي للسكان 38.8 عاماً. وكانت نسبة 27.7% من القاطنين تحت سن الثامنة عشر، وكانت نسبة 7.4% بين الثامنة عشر والأربعة وعشرون عاماً، ونسبة 23.2% كانت واقعةً في الفئة العمرية ما بين الخامسة والعشرون حتى والأربعة وأربعون عاماً، ونسبة 25.5% كانت ما بين الخامسة والأربعون حتى الرابعة والستون، ونسبة 16% كانت ضمن فئة الخامسة والستون عاماً فما فوق. وتوزع التركيب الجنسي للسكان بنسبة 48.0% ذكور و52.0% إناث.
انظر أيضاً

قائمة مدن الولايات المتحدة
نظرية التقدير

نظرية التقدير Estimation theory هي فرع من علوم الإحصاء ومعالجة الإشارات التي تتعامل مع تقدير القيم من المَعلَمَات Parameters بناء على بيانات مقاسة / التجريبية التي تحتوي على عنصر عشوائي. المَعلَمَات تصف وضع مادي ضمني بطريقة أن قيمها تؤثر على توزيع البيانات المقاسة. المقدّر Estimator يحاول أن يضع قيم تقريبة للمَعلَمَات المجهولة باستخدام القياسات.
على سبيل المثال، من المرغوب فيه لتقدير نسبة من السكان من الناخبين الذين سيصوتون لصالح مرشح معين. هذه النسبة هي المعلمة غير قابلة للرصد، ويستند هذا التقدير على عينة عشوائية صغيرة من الناخبين.
أو، على سبيل المثال، في الرادار يكون الهدف هو تقدير المدى أجسام (الطائرات والقوارب، وغيرها) عن طريق تحليل توقيت العبور في الاتجاهين للأصداء الواردة من النبضات المرسلة. حيث أن النبضات المنعكسة هي حتما جزء لا يتجزأ من إشارات الضوضاء الكهربائية، فإن قيمها المقاسة توزع عشوائيا بحيث يجب تقدير وقت العبور.
في نظرية التقدير، يفترض أن البيانات المقاسة تكون عشوائية مع توزيع احتمالي معتمد على المَعلَمَات ذات الاهتمام. على سبيل المثال، في نظرية الاتصال الكهربائية، غالبا ما ترتبط القياسات التي تحتوي على معلومات تتعلق المَعلَمَات ذات الاهتمام مع إشارة ضوضاء. بدون العشوائية، أو الضجيج، فإن المشكلة تكون حتمية ولن تكون هناك حاجة تقدير.
عملية التقدير

الغرض كله من نظرية تقدير هو التوصل إلى مقدر، ويفضل أن يكون قابلاً للتنفيذ ويمكن استخدامه فعليا. المقدر يأخذ البيانات المقاسة كمدخل وينتج تقدير للمعلمات.
من المفضل أيضا استخلاص مقدر ذو خاصية مثالية. مثالية المقدر عادة ما تشير إلى تحقيق الحد الأدنى من متوسط الخطأ على نطاق من بعض فئات المقدرات، على سبيل المثال، المقدر غير المتحيز ذى أقل تباين. في هذه الحالة، فإن الطبقة هي مجموعة من المقدرات غير المتحيزة، وقيمة متوسط الخطأ هي قيمة التباين (متوسط تربيعية الخطأ بين قيمة التقدير والمعلمة). ومع ذلك، المقدرات الأمثل لا وجود لها دائما.
هذه هي الخطوات العامة للتوصل إلى مقدر:
من أجل التوصل إلى مقدر المطلوب، فمن الضروري أولا تحديد التوزيع الاحتمالي للبيانات المقاسة، ومدى ارتباط التوزيع بالمعلمات المجهولة ذات الصلة. في كثير من الأحيان، قد يكون التوزيع الاحتمالي مشتق من النماذج المادية التي تظهر بوضوح علاقة البيانات المقاسة بالمعلمات المطلوب تقديرها، وكيف تتلف البيانات عن طريق أخطاء عشوائية أو ضوضاء. في حالات أخرى، يتم «افتراض» التوزيع الاحتمالي للبيانات المقاسة ببساطة، على سبيل المثال، على أساس الإلمام بطبيعة البيانات المقاسة و/أو الملائمة التحليلية.
بعد اتخاذ قرار بناء على نموذج احتمالي، فإنه من المفيد العثور على القيود المفروضة على المقدر. هذا القيد، على سبيل المثال، يمكن العثور من خلال حد كريمر-راو Cramér–Rao bound.
تاليا، المقدر يحتاج إلى تطوير أو تطبيق في حالة وجود مقدر معروف وصالح لهذا النموذج. لا بد من اختبارالمقدر إزاء القيود لتحديد ما إذا كان هو المقدر الأمثل (وإذا كان الأمر كذلك فإنه لا مقدر أخرى سوف يؤدي بشكل أفضل منه).
وأخيرا، يمكن تشغيل وإجراء تجارب محاكاة باستخدام مقدر لاختبار أدائها.
بعد الوصول إلى المقدر، يمكن أن تبين البيانات الحقيقية أن النموذج المستخدم للتوصل إلى المقدر غير صحيحة، مما قد يتطلب تكرار هذه الخطوات لإيجاد مقدر جديد. والمقدر الغير قابل للتنفيذ أو غير المجدي يمكن إلغاءه ويمكن بدأ هذه العملية من جديد.
وباختصار، فإن المقدر يقدر المعلمات الخاص بنموذج مادي على أساس البيانات المقاسة.
أساسيات

الأول هو عبارة عن مجموعة من العينات الإحصائية مأخوذة من متجهات عشوائية (RV) من حجم N. بعد وضعها في متجه
ثانيا، لدينا المعلمات M المقابلة
والتي تحتاج إلى أن تنشأ مع دالة الكثافة الاحتمالية (د.ك.ا) المستمرة أو تظيرنها دالة الكتلة الاحتمالية المنفصلة
ومن الممكن أيضا للمعلمات أنفسهم أن يكون لديهم توزيع احتمالي (على سبيل المثال، إحصائيات بايزي). ومن ثم من الضروري تحديد احتمال بايزي
بعد أن يتم تشكيل النموذج، يصبح الهدف من ذلك هو تقدير المعلمات، وترمز عادة  {\hat {\mathbf {\theta } }}، حيث تشير «القبعة» إلى التقدير.
وهناك مقدر واحد مشترك هو مقدر متوسط مربع الخطأ الأدنى Minimum mean squared error (MMSE)، الذي يستخدم خطأ بين المعلمات المقدرة والقيمة الفعلية للمعلمات
كأساس للمثالية. ويتم تربيع وتقليل مصطلح الخطأ أجل مقدر MMSE.
مقدرون

هذا مسرد للمقدرون وطرق التقدير الأكثر شياعاً، والموضوعات المتعلقة بها:
مقدر الإمكان الأعظم
مقدر بايز
طريقة العزوم
حد كرايمر راو
متوسط مربع الخطأ الأدنى ويعرف أيضا بخطأ بايز المربعات الصغرى
تعظيم الاقتران البعدي
المقدر غير متحيز ذى أقل تباين
أحسن مقدر خطي غير متحيز
مقدر غير متحيز
مرشح الجسيم
مونتي كارلو سلسلة ماركوف
مرشح كالمان
مرشح كالمان المجموعة
مرشح وينر
أمثلة > ثابت مجهول في الضجيج الأبيض الغوصي الجمعي

لننظر في إشارة متقطعة وردت،  x[n], من  N من عينات مستقلة التي تتألف من ثابت مجهول  A مع ضجيج أبيض غوصي جمعي (AWGN)  w[n] مع تباين معروف  \sigma ^{2} (أي،  {\mathcal {N}}(0,\sigma ^{2})).
يعني أن المعلمة المجهول هي فقط  A.
النموذج للإشارة يكون
اثنان من المقدرون (الكثر) الممكنة هما:
{\hat {A}}_{1}=x[0]
{\hat {A}}_{2}={\frac {1}{N}}\sum _{n=0}^{N-1}x[n] والذي هو متوسط العينة
كل من هذه المقدرات لديها متوسط  A, التي يمكن أن تظهر من خلال أخذ القيمة المتوقعة من كل مقدر
و
عند هذه النقطة، فإن هذان المقدران يظهران وكأنهما يعطين نفس الأداء.
ومع ذلك، فإن الفارق بينهما يصبح واضحا عند مقارنة التباينات.
و
يبدو أن متوسط العينة هو أفضل مقدر لأن التباين الخاص فيه يكون أقل عن كل N> 1.
أمثلة > الإمكان الأعظم

بالاستمرار بالمثال باستخدام مقدر الإمكان الأعظم، دالة الكثافة الاحتمالية (د. ك. ا) من ضوضاء عينة واحدة  w[n] هي
واحتمال  x[n] يصبح ( x[n] ويمكن اعتباره  {\mathcal {N}}(A,\sigma ^{2}))
بناء على عدم العلاقة، احتمال  \mathbf {x}  يصبح
وبحساب اللوغاريتم الطبيعي ل (د. ك. ا)
ومقدر الإمكان الأعظم هو
ويحساب المشتقة الأولى لدالة الإمكان اللوغاريتمية
ووضع قيمتها إلى الصفر
النتائج من مقدر الإمكان الأعظم
والتي هي ببساط متوسط العينة
من هذا المثال نجد أن متوسط العينة هو مقدر الإمكان الأعظم ل  N عينات ذات معلمة ثابتة ومجهولة ومشوشة ب AWGN.