stanford-oval/wikipedia huggingface dataset:
النموذج الخطي المعمم
نبذة بديهية

ويتنبأ الانحدار الخطي العادي القيمة المتوقعة لكمية غير معروفه معطاه (متغير الاستجابة، متغير عشوائي) كتركيبة خطية من مجموعة من القيم الملاحظة (منبئات). وهذا يعني أن تغيير مستمر في مؤشرًا يؤدي إلى تغير مستمر في متغير الاستجابة (أي نموذج خطي الاستجابة). يكون هذا مناسباً عندما يكون متغير الاستجابة له توزيع عادي (بديهيا، عندما متغير الاستجابة يمكن أن يختلف أساسًا إلى أجل غير مسمى في الاتجاه مع عدم وجود ثابت 'قيمة صفر'، أو أكثر عموما لأي كمية إلا أن يختلف حسب كمية صغيرة نسبيا، مثل مرتفعات البشرية).
ومع ذلك، هذه الافتراضات غير ملائمة لبعض أنواع متغيرات الاستجابة. على سبيل المثال، في الحالات حيث من المتوقع أن متغير الاستجابة يكون دائماً إيجابي ومتفاوت على نطاق واسع، تغييرات الإدخال المستمر يؤدي إلى اختلافا هندسيا، بدلاً من استمرار متفاوت لتغيرات الإخراج. على سبيل مثال، نموذج التنبؤ قد توقع أن يؤدي انخفاض درجة الحرارة 10درجات إلى 000 1 عدد أقل من الناس يزورون الشاطئ من غير المحتمل أن التعميم أكثر من الشواطئ الصغيرة على حد سواء (مثل تلك حيث كان الحضور المتوقع 50 في درجة حرارة معينة) والشواطئ الكبيرة (مثل تلك حيث كان الحضور المتوقع 10,000 عند درجة حرارة منخفضة). يعني المشكلة مع هذا النوع من نموذج للتنبؤ بانخفاض درجة الحرارة 10 درجات سوف تؤدي إلى 1000 شخص أقل زيارة للشاطئ، شاطئ وكان حضورهم المتوقع 50 في درجة حرارة أعلى حيث الآن يمكن التنبؤ بقيمة الحضور المستحيلة -950. منطقياً، النموذج الأكثر واقعية بدلاً من ذلك: التنبؤ بمعدل ثابت لزيادة الحضور في الشاطئ (مثل زيادة 10 درجات يؤدي إلى مضاعفة في حضور الشاطئ، وانخفاض في 10 درجات يؤدي إلى تخفيض إلى النصف في الحضور). يسمى هذا نموذج نموذج الاستجابة الأسية (أو نموذج سجل الخطية، حيث ان لوغاريتم الاستجابة من المتوقع أن يختلف خطيا).
وبالمثل، النموذج الذي يتنبأ احتمال اتخاذ قرار نعم/لا (متغير Bernoulli) هو أقل ملاءمة كنموذج خطي الاستجابة، نظراً للاحتمالات التي يحدها على طرفيه (التي يجب أن تكون بين 0 و 1). تخيل، على سبيل المثال، نموذج يتنبأ باحتمال شخص معين الذهاب إلى الشاطئ كدالة لدرجة الحرارة. يمكن التنبؤ نموذجا معقولاً، على سبيل المثال، أن إجراء تغيير في درجة الحرارة 10 درحات يجعل شخص أكثر أو أقل احتمالاً للذهاب إلى الشاطئ مرتين. ولكن ماذا يعني من حيث احتمال 'مرتين كاحتمال' ؟ لا يمكن أن تعني حرفيا لمضاعفة قيمة الاحتمال (مثلاً يصبح 50 100، 75 يصبح 150، إلخ.). بدلاً من ذلك، هو أن احتمالات أن يتم مضاعفة: من 2:1 الصعاب، بخلاف 4:1، بخلاف 8:1، وما إلى ذلك. هذا النموذج هو نموذج سجل-الصعاب.
نماذج خطية معممة تشمل جميع هذه الحالات عن طريق السماح لاستجابة المتغيرات التي لها توزيعات عشوائيه (بدلاً من مجرد التوزيعات الاعتيادية)، ودالة عشوائيه حيث ان متغير الاستجابة (وظيفة الارتباط) تتفاوت خطيا مع القيم المتوقعة
(بدلاً من افتراض أن الاستجابة نفسها يجب أن تختلف خطيا). على سبيل المثال، القضية أعلاه لتوقع عدد الحضور للشاطئ أن عادة أن تكون على غرار مع توزيع بواسون وارتباط سجل، في حين أن عادة أن تكون على غرار حالة توقع احتمال الحضور للشاطئ مع توزيع برنولي (أو التوزيع ذي الحدين، اعتماداً على كيف كانت صيغته المشكلة بالضبط)، وخلاف سجل (أو اللوغاريتمية) ربط الدالة.
نظرة عامة

في نموذج خطي معمم (GLM)، كل نتائج المتغيرات التابعة، Y، يفترض أن يكون إنشاؤها من توزيع خاصة في الأسرة الأسى، ومجموعة كبيرة من التوزيعات الاحتمالية التي تتضمن (عادي، ذات الحدين، توزيع بواسون، وتوزيع غاما، بين أمور أخرى). المتوسط μ، التوزيع يعتمد على المتغيرات المستقلة، X، من خلال:
حيث E(Y))) هي القيمة المتوقعة من Y؛ Xβ هو التوقع الخطي، تركيبة خطية من المعلمات الغير معروفه β؛ g هي وظيفة الارتباط.
وفي هذا الإطار، الفرق عادة دالة، V, بمعنى:
فالأفضل إذا كان V يتبع ا التوزيع الأسى، ولكن قد يكون ببساطة أن الفرق دالة للقيمة المتوقعة. وتقدر المعلمات الغير معروفه، β، عادة مع احتمال الحد الأقصى أو الحد الأقصى لاحتمال شبه تقنيات النظرية الافتراضية.
مكونات النموذج

النموذج الخطي المعمم يتكون من ثلاث عناصر:
التوزيع الاحتمالي من المجموعة الأسية.
المؤشر الخطيη = Xβ .
دالة الربط g بحيث E(Y) = μ = g−1(η).
مكونات النموذج > التوزيع الإحتمالي

المجموعة الأسية على مدى تشتت التوزيعات هي تعميم نموذج التوزيعات للمجموعة الأسية وتشتت الأسي وتشمل تلك التوزيعات الاحتمالية، الرموزτ,θ ، التي لها دالة f (أو دالة احتمال كتلة الكثافة، لحالة توزيع منفصلة) يمكن التعبير عنها في شكل:
τ يطلق عليها مقدار التشتت، معروف في الغالب، وعادة ما يرتبط التباين في التوزيع، الدوال (h(y,τ,b(θ),T(y),A(θو (d(τ معلومين وهي من من التوزيعات الأكثر شيوعا في هذه المجموعة.
لقيمة مدرجة ل  Y و \theta  هذا يقلل إلى:  f_{Y}(y|\theta ,\tau )=h(y,\tau )\exp {\left({\frac {b(\theta )T(y)-A(\theta )}{d(\tau )}}\right)}.\,\!
{\boldsymbol {\theta }} تتعلق بمتوسط التوزيع، لو أن  \mathbf {b} ({\boldsymbol {\theta }}) هي دالة منفردة، ثم يقال توزيع ليكون في شكل الكنسي (أو  شكل طبيعي ). لاحظ أن أي توزيع يمكن تحويلها إلى شكل قانوني عن طريق إعادة كتابة
 {\boldsymbol {\theta }} كـ {\boldsymbol {\theta }}' ثم تطبيق التحويلات  {\boldsymbol {\theta }}=\mathbf {b} ({\boldsymbol {\theta }}'). فمن الممكن دائماً تحويل  A({\boldsymbol {\theta }}) في صورة بارميتر جديدة حتي لو  \mathbf {b} ({\boldsymbol {\theta }}') ليس [دالة[واحد إلى واحد | واحد إلى واحد]]. انظر التعليقات في الصفحة على المجموعة الأسية. إذا، بالإضافة إلى ذلك، \mathbf {T} (y) منفردة و  \tau  قيمة معروفة، ثم  {\boldsymbol {\theta }} يطلق عليها و البارميتر الكنسي  (أو  البارميتر الطبيعي ) ويرتبط إلى المتوسط من خلال: {\boldsymbol {\mu }}=\operatorname {E} (\mathbf {Y} )=\nabla A({\boldsymbol {\theta }}).\,\!
لقيمة مدرجة ل  Y و \theta  هذا يقلل إلى: \mu =\operatorname {E} (Y)=A'(\theta ).\,\!
وفي ظل هذا السيناريو، التباين في توزيع يمكن أن تظهر أن يكون: \operatorname {Var} (\mathbf {Y} )=\nabla \nabla ^{\rm {T}}A({\boldsymbol {\theta }})d(\tau ).\,\!
لقيمة مدرجة ل  Y و \theta  هذا يقلل إلى: \operatorname {Var} (Y)=A''(\theta )d(\tau ).\,\!
مكونات النموذج > التنبؤ الخطي

التنبؤ الخطي هي الكمية التي تتضمن معلومات حول المتغيرات المستقلة في النموذج. والرمز η (اليونانية «ايتا») يدل على تنبؤ خطي. ويعود ذلك إلى القيمة المتوقعة للبيانات (وبالتالي، «مؤشرا») من خلال دالة الإتصال.
وبعرف η كالتركيبات الخطية (وبالتالي، «خطية») من المعلمات غير معروفة β. يتم تمثيل المعاملات التركيبة الخطية مثل المصفوفة من المتغيرات المستقلة X. ويتم التعبير عن η:-
التركيب > الحد الأقصي للاحتمال

تقديرات الحد الأقصي للاحتمال يمكن العثور عليها باستخدام إعادة التوزيع المتكررة أقل مسافة مربعة الساحات خوارزمية أقل باستخدام طريقة نيوتن رافسون مع تحديثات النموذج:
حيث  {\mathcal {J}}({\boldsymbol {\beta }}^{(t)}) هي مصفوفة المعلومات (سلبية للمصفوفة هس) و  u({\boldsymbol {\beta }}^{(t)}) is في وظيفة بنتيجة؛ أو [[التسجيل] فيشر] طريقة:
حيث  {\mathcal {I}}({\boldsymbol {\beta }}^{(t)}) هي المعلومات مصفوفة فيشر. لاحظ أنه إذا تم استخدام دالة الارتباط الكنسي، ثم أنها هي نفسها.
التركيب > طريقة بييز

بشكل عام، التوزيع الخلفي لا يمكن العثور عليها في شكل مغلق ولذا يجب تقتريبه، وعادة ما تستخدم تقريبية لابلاس أو أي نوع من سلسلة ماركوف مونت كارلو مثل جيبس أخذ العينات.
أمثلة > النماذج الخطية العامة

وهناك نقطة ممكنة من الارتباك لديها ما تفعله مع التمييز بين النماذج الخطية المعمم والنموذج الخطي العام، واثنين من نماذج إحصائية واسعة النطاق.ويمكن الاطلاع على النموذج الخطي العام كحالة خاصة من طراز خطي المعمم مع وصلة بالهوية والردود موزعة بشكل عادي. كما يتم الحصول على معظم النتائج الدقيقة المرغوبة فقط عن النموذج الخطي العام، والنموذج الخطي العام شهدت تطورا إلى حد ما يعد للتطور التاريخي.نتائج النموذج الخطي المعمم مع وصلة غير الهوية مقاربة (تميل للعمل بشكل جيد مع عينات كبيرة).
أمثلة > الإنحدار الخطي

مثال بسيط ومهم جدا من النموذج الخطي المعمم (أيضا مثالا للنموذج الخطي العام) هو الانحدار الخطي. في الانحدار الخطي، استخدام مقدر المربعات الصغرى التي كتبها نظرية جاوس-ماركوف له ما يبرره، والتي لا نفترض أن التوزيع طبيعي.
من وجهة نظر النماذج الخطية المعممة، ومع ذلك، فإنه من المفيد أن نفترض أن دالة التوزيع هو توزيع العادي مع التباين الثابت وربط الوظيفة معرفة، التي هي الرابط الأساسي إذا كان من التباين معروف.
بالنسبة للتوزيع الطبيعي، النموذج الخطي المعمم لديه شكل صيغة مغلقة لتقديرات الحد الأقصى-الاحتمالات، هي مناسبة. معظم GLMs الاخري ينقصها تقديرات النموذج المغلقة.
أمثلة > البيانات ذات الحدين

عندما تكون البيانات المستجابة، Y، ثنائية (مع أخذ القيم 0 و1 فقط )، يتم اختيار وظيفة التوزيع عموما أن يكون توزيع برنولي وتفسير μi بعد ذلك احتمال، P، من Y وأخذ قيمة واحدة.
هناك عدة دوال اتصال معروفة للوظائف ذات الحدين؛ الأكثر شيوعا هو الرابط القانونكل:
GLMs مع هذا الإعداد هي نماذج الانحدار اللوجستي (أو نماذج الوجت).
بالإضافة إلى ذلك، معكوس أي دالة توزيع تراكمي مستمر يمكن استخدامها للاتصال حيث ان نطاق التوزيع التراكمي المستمر هو [0,1]، مدي متوسط الحدين. التوزيع التراكمي المستمر الطبيعي فاي هو أشهر اختيار وتعطي النموذج الاحتمالي. واتصالها هو
سبب استخدام نموذج الاحتمالية هو أن التوسع المستمر للمتغير الداخل إلى التوزيع التراكمي المستمر الطبيعي (والتي يمكن استيعابها من خلال التوسع يعادل كافة العوامل) تؤدي الي دالة مطابقة عمليا إلى دالة الوجت، ولكن النماذج الاحتمالية هي أكثر مرونة في بعض الحالات من نماذج الوجت. (في إطار النظرية الافتراضية التي يتم وضع التوزيعات السابقة عادة على العوامل، العلاقة بين دوال الاتصال الطبيعية السابقة ودوال الاتصال للتوزيع التراكمي المستمر الطبيعي يعني أن نموذج الاحتمالية يمكن حسابها باستخدام عينات جيبس، في حين أن نموذج الوجت لا يمكنها عموما).
والدالة المكملة لدالة log-log هي (((log(−log(1−p) يمكن أيضا أن تستخدم.دالة الاتصال هذه غير متناظرة، وكثيرا ما تعطي نتائج مختلفة عن دوال الاتصال الاحتمالية والوجت.
كما يتم استخدام دالة الوحدة بعض الأحيان لبيانات ذات الحدين لانتاج نموذج الاحتمال الخطي، ولكن المشكلة في هذا النموذج هو أن الاحتمالات المتوقع يمكن أن تكون أكبر من واحد أو أقل من الصفر. في التنفيذ فمن الممكن لإصلاح الاحتمالات التي لا معنى لها خارج [0,1]، ولكن تفسير المعاملات يمكن أن يكون صعبا.الجدارة الأولية للنموذج هي أن تكون الاحتمالية بالقرب من 0.5 وهو ما يقرب من تحويل خطي من الاحتمالية والوجت الاقتصادي ويسمي هذا أحيانا نموذج هارفارد.
ودالة التباين للبيانات ذات الحدين تعطي ب :
حيث عادة ما يتم ضبط معامل التشتت τ ليكون واحد بالضبط. عندما لا يكون كذلك، النموذج الناتج شبه احتمال كثيرا ما يوصف بأنه ذات الحدين متسع التشتت أو شبه الحدين
أمثلة > الإنحدار متعدد الحدود

حالة ذات الحدين يجوز تمديدها بسهولة للسماح لتوزيع متعدد الحدود كاستجابة (أيضا، وهو نموذج الخطي المعمم للتعدد، مع مجموعه مقيدة). هناك نوعان من الطرق التي تتم عادة:
أمثلة > الإنحدار متعدد الحدود > الاستجابة المرتبة

إذا كان المتغير المستجيب هو قياس ترتيبي، ثم واحدة تناسب دالة النموذج تكون علي الشكل التالي:
حيث  \mu _{m}=\mathrm {P} (Y\leq m)\,
حيث m > 2 , مختلف الروابط تؤدي إلى نماذج فردية نسبية أو نماذج احتمالية مرتبة
أمثلة > الإنحدار متعدد الحدود > الاستجاب الغير مرتبة

إذا كان المتغير المستجيب هو القياس الا سمي أو البيانات لا تفي افتراضات نموذج مرتب، يمكن أن نستخدم نموذجا علي الشكل التالي:
حيث m> 2. روابط مختلفة g تؤدي إلى نماذج لوجت متعددة الحدود أو نماذج احتمالية متعددة الحدود. هذه هي أعم من نماذج الاستجابة المرتبة، وعوامل أكثر يمكن تقديرها
أمثلة > عد البيانات

مثال آخر علي النماذج الخطية المعممة تتضمن انحدار بواسون النماذج التي تحسب فيها البيانات باستخدام توزيع بواسون. هذا الرابط هو بالضبط اللوغاريتم، الرابط الأساسي.
دالة التباين يتناسب مع المتوسط
حيث عادة ما ضبط معامل التشتت τ ليكون واحد بالضبط. عندما لا يكون كذلك، النموذج الناتج شبه احتمال كثيرا ما يوصف بأنه ذات الحدين متسع التشتت أو شبه الحدين
الملحقات

النموذج الخطى المعمم القياسى يفترض ان الملاحظات غير مترابطة . وقد وضعت ملحقات للسماح لوجود علاقة بين الملاحظات، كما يحدث على سبيل المثال في الدراسات الطولية والتصاميم العنقودية:
الملحقات > البيانات المترابطة أو عنقودية

•	معادلات التقدير المعمم :
وهذه المعادلات تسمح بوجود علاقة بين الملاحظات بدون استخدام نموذج احتمال واضح لأصل الارتباط ولذلك فانه يس هناك احتمال واضح وصريح.
وتعتبر مثل هذه المعادلات مناسبة عندما تكون التأثيرات العشوائية والفروق ليست ذات الفائدة الكامنة، كما أنها تسمح للارتباط ووجود علاقة بين الملاحظات دون أن يوضح مصدره. وينصب التركيز على تقدير امتوسط بالنسبة للعينة كلها (أثار متوسط العينة) بدلا من بارامترات الانحدار التي من شأنها أن تمكن من التنبؤ بتأثير تغيير واحد أو أكثر من عناصر X على شخص معين.وتستخدم معادلات التقدير المعمم بالتزامن مع
أخطاء هوبر وايت القياسية  .
•	نماذج مختلطة خطية معممة :
وهى تعتبرامتداد للنماذج الخطية المعممة التي تتضمن التأثيرات العشوائية في التنبؤ الخطي، عن طريق إعطاء نموذج احتمال واضح يفسر أصل الارتباط. وتعتبر نواتج تقديرات المعامل للمواضيع المحددة مناسبة عندما يكون التركيز على تقدير تأثير تغيير واحد أو أكثر من عناصر X على شخص معين. وتسمى هذه النماذج أيضا بالنماذج متعددة المستويات  أو النموذج المختلط  .وبشكل عام يعتبر التلائم باستخدام النماذج المختلطة أكثر حسابيا وتعقيدا من معادلات التقدير المعمم .
الملحقات > نماذج مضافة العامة

وتعتبر النماذج المضافة العامة  امتداد اخر للنموذج الخطى المعمم والتي لا تقتصر على التنبؤ الخطي η أن يكون خطيا في المتغيرات X ولكن هو مجموع وظائف التجاننس  مطبقة على المتغيرات xis :
η=β_0+ f_1 (X_1)+ f_2 (X_2)+..…
ويتم تقدير وظائف التجانس f_i من البيانات . وبشكل عام هذا يتطلب وجود عدد كبير من نقاط البيانات وغير مكثفة حسابيا.
الخلط بينها وبين النماذج الخطية العامة

مصطلح «النموذج الخطي المعمم»، وخاصة في اختصار GLM يمكن الخلط بينه وبين النموذج الخطي العام. وقد أعرب جون John Nelder  هن أسفه عن هذا في محادثة مع ستيفن سين Stephen Senn:
سين: يجب أن أعترف إلى وجود بعض الالتباس لدى عندما كنت إحصائي مبتدئ بين النماذج الخطية العامة والنماذج الخطية المعممة. هل تأسف على هذه المصطلحات؟
جون Nelder: أعتقد ربما أفعل. وأظن أننا يجب أن نقوم باختيار اسم أكثر تخيلا وتفهما للموضوع لأنه سيكون مترسخا أكثر في الذهن ولا يتم الخلط بينه وبين النموذج الخطي العام، على الرغم من عام ومعمم ليست تماما نفس الشيء. أستطيع أن أرى لماذا ربما كان من الأفضل أن يكون التفكير في شيء آخر.
انظر أيضا

المقارنة بين النموذج الخطى العام والمعمم
تشيستر سنتر (كونيتيكت)

تشيستر سنتر (بالإنجليزية: Chester Center CDP, Connecticut)‏ هي منطقة سكنية تقع بولاية كونيتيكت في الولايات المتحدة. تبلغ مساحتها 7.00 كم²، وترتفع عن سطح البحر 6.096 م، بلغ عدد سكانها 1,558 نسمة في عام 2010 حسب إحصاء مكتب تعداد الولايات المتحدة وتصل الكثافة السكانية فيها 222.6 نسمة لكل كيلومتر مربع (576.5/ميل2).
التركيبة السكانية

حدّد مكتب تعداد الولايات المتحدة بيانات التركيبة السكانية لتشيستر سنتر في تعداد الولايات المتحدة. في ما يلي، التركيبة السكانية حسب تعدادي 2000 و2010.
التركيبة السكانية > تعداد عام 2000

بلغ عدد سكان تشيستر سنتر 1,546 نسمة بحسب تعداد عام 2000، وبلغ عدد الأسر 632 أسرة وعدد العائلات 402 عائلة مقيمة في المنطقة السكنية. في حين سجلت الكثافة السكانية 220.9 نسمة لكل كيلومتر مربع (572.1/ميل2). وبلغ عدد الوحدات السكنية 669 وحدة بمتوسط كثافة قدره 95.6 لكل كيلومتر مربع (247.6/ميل2).
وتوزع التركيب العرقي للمنطقة السكنية بنسبة 96.31% من البيض و1.29% من الأمريكيين الأفارقة و0.06% من الأمريكيين الأصليين و1.36% من الأمريكيين ذوي الأصول الآسيوية و0.06% من الأعراق الأخرى و0.91% من عرقين مختلطين أو أكثر و1.29% من الهسبانيون أو اللاتينيون من أي عرق.
بلغ عدد الأسر 632 أسرة كانت نسبة 31% منها لديها أطفال تحت سن الثامنة عشر تعيش معهم، وبلغت نسبة الأزواج القاطنين مع بعضهم البعض 53.8% من أصل المجموع الكلي للأسر، ونسبة 6.6% من الأسر كان لديها معيلات من الإناث دون وجود شريك،  بينما كانت نسبة 3.2% من الأسر لديها معيلون من الذكور دون وجود شريكة وكانت نسبة 36.4% من غير العائلات. تألفت نسبة 30.5% من أصل جميع الأسر من عدة أفراد يعيشون في نفس المنزل ونسبة 10.1% كانت تتألف من شخص يعيش بمفرده يبلغ من العمر 65 عاماً أو أكثر. وبلغ متوسط حجم الأسرة المعيشية 2.32، أما متوسط حجم العائلات فبلغ 2.91.
بلغ العمر الوسطي للسكان 40.9 عاماً. وكانت نسبة 21.9% من القاطنين تحت سن الثامنة عشر، وكانت نسبة 4.8% بين الثامنة عشر والرابعة والعشرين عاماً، ونسبة 31.3% كانت واقعةً في الفئة العمرية ما بين الخامسة والعشرين والرابعة والأربعين عاماً، ونسبة 25.4% كانت ما بين الخامسة والأربعين والرابعة والستين، ونسبة 11.6% كانت ضمن فئة الخامسة والستين عاماً فما فوق. يوجد لكل 100 أنثى 95.7 ذكر، ويوجد لكل 100 أنثى في الثامنة عشر من عمرها فما فوق 98.6 ذكر.
بلغ متوسط دخل الأسرة في المنطقة السكنية 64,236 دولارًا، أما متوسط دخل العائلة فبلغ 71,250 دولارًا. وكان متوسط دخل الذكور 38,900 دولارًا مقابل 46,354 دولارًا للإناث. وسجل دخل الفرد الخاص بالمنطقة السكنية 32,087 دولارًا. وكانت نسبة 0% من العائلات ونسبة 0.5% من السكان تحت خط الفقر، وكان من هؤلاء نسبة 0% تحت سن الثامنة عشر ونسبة 0% في الخامسة والستين من العمر وما فوق.
التركيبة السكانية > تعداد عام 2010

بلغ عدد سكان تشيستر سنتر 1,558 نسمة بحسب تعداد عام 2010، وبلغ عدد الأسر 656 أسرة وعدد العائلات 398 عائلة مقيمة في المنطقة السكنية. في حين سجلت الكثافة السكانية 222.6 نسمة لكل كيلومتر مربع (576.5/ميل2). وبلغ عدد الوحدات السكنية 714 وحدة بمتوسط كثافة قدره 102 لكل كيلومتر مربع (264.2/ميل2).
وتوزع التركيب العرقي للمنطقة السكنية بنسبة 96.85% من البيض و0.51% من الأمريكيين الأفارقة و0.19% من الأمريكيين الأصليين و0.39% من الأمريكيين ذوي الأصول الآسيوية و0.77% من الأعراق الأخرى و1.28% من عرقين مختلطين أو أكثر و2.25% من الهسبانيون أو اللاتينيون من أي عرق.
بلغ عدد الأسر 656 أسرة كانت نسبة 27.1% منها لديها أطفال تحت سن الثامنة عشر تعيش معهم، وبلغت نسبة الأزواج القاطنين مع بعضهم البعض 50.5% من أصل المجموع الكلي للأسر، ونسبة 6.2% من الأسر كان لديها معيلات من الإناث دون وجود شريك،  بينما كانت نسبة 4% من الأسر لديها معيلون من الذكور دون وجود شريكة وكانت نسبة 39.3% من غير العائلات. تألفت نسبة 30.6% من أصل جميع الأسر من عدة أفراد يعيشون في نفس المنزل ونسبة 10.2% كانت تتألف من شخص يعيش بمفرده يبلغ من العمر 65 عاماً أو أكثر. وبلغ متوسط حجم الأسرة المعيشية 2.27، أما متوسط حجم العائلات فبلغ 2.85.
بلغ العمر الوسطي للسكان 48.2 عاماً. وكانت نسبة 19.4% من القاطنين تحت سن الثامنة عشر، وكانت نسبة 5.7% بين الثامنة عشر والرابعة والعشرين عاماً، ونسبة 19.1% كانت واقعةً في الفئة العمرية ما بين الخامسة والعشرين والرابعة والأربعين عاماً، ونسبة 37.7% كانت ما بين الخامسة والأربعين والرابعة والستين، ونسبة 18% كانت ضمن فئة الخامسة والستين عاماً فما فوق. وتوزع التركيب الجنسي للسكان بنسبة 47% ذكور و53% إناث.
مراجع

↑    "صفحة  تشيستر سنتر (كونيتيكت) في GeoNames ID". GeoNames ID. اطلع عليه بتاريخ 2024-10-10.
↑  تعداد الولايات المتحدة 2020، QID:Q23766566
↑  مكتب تعداد الولايات المتحدة، المحرر (17 مارس 2022)، 2016–2020 American Community Survey، QID:Q111610221
1 2  مكتب تعداد الولايات المتحدة (19 Dec 2012). "U.S. Census website" (بالإنجليزية). Archived from the original on 2021-7-9. Retrieved 2021-07-10. {{استشهاد ويب}}: |archive-date= / |archive-url= timestamp mismatch (help)
| ع ن بلديات ومجتمعات مقاطعة ميدلسكس (كونيتيكت)، الولايات المتحدة | ع ن بلديات ومجتمعات مقاطعة ميدلسكس (كونيتيكت)، الولايات المتحدة | ع ن بلديات ومجتمعات مقاطعة ميدلسكس (كونيتيكت)، الولايات المتحدة |
| --- | --- | --- |
مقر المقاطعة: Middletown: مقر المقاطعة: Middletown
| مدينة |  ميدلتاون  |  |
| بلدات |  تشيستر  كلينتون  كرومويل  ديب ريفر  دورهام  إيست هادام  إيست هامبتون  إيسيكس  هادام  كيلينغورث  ميدلفيلد  أولد سايبوروك  Portland, Connecticut ‏  Westbrook, Connecticut ‏  |  |
| Borough (Connecticut) ‏ |  Fenwick, Connecticut ‏  |  |
| أماكن مخصصة للتعداد |  تشيستر سنتر  Clinton (CDP), Connecticut ‏  ديب ريفر سنتر  Durham (CDP), Connecticut ‏  East Hampton (CDP), Connecticut ‏  Essex Village, Connecticut ‏  Higganum, Connecticut ‏  Lake Pocotopaug, Connecticut ‏  مودوس  Old Saybrook Center, Connecticut ‏  بورتلاند  Saybrook Manor, Connecticut ‏  ويستبروك سنتر  |  |
| Othercommunities |  Centerbrook, Connecticut ‏  Hidden Lake (Connecticut) ‏  أيفورايتون  Leesville, Connecticut ‏  Middle Haddam Historic District ‏  Millington, Connecticut ‏  |  |
بوابة الولايات المتحدة
بوابة جغرافيا
آيت علي بن خزان آيت حدو علي (الخزازنة آيت قسو)

| آيت علي بن خزان آيت حدو علي> تقسيم إداري  | آيت علي بن خزان آيت حدو علي> تقسيم إداري  |
| --- | --- |
البلد:  المغرب  
الجهة: الرباط سلا القنيطرة
الإقليم: الخميسات
الدائرة: تيفلت
الجماعة القروية: سيدي عبد الرزاق
المشيخة: الخزازنة آيت قسو
السكان : السكان 
التعداد السكاني: 965 نسمة (إحصاء 2004)
  • عدد الأسر: 160
معلومات أخرى : معلومات أخرى 
التوقيت: ت ع م±00:00 (توقيت قياسي)،  وت ع م+01:00 (توقيت صيفي)  
تعديل مصدري - تعديل  : تعديل مصدري - تعديل  
آيت علي بن خزان آيت حدو علي هو دُوَّار يقع بجماعة سيدي عبد الرزاق، إقليم الخميسات، جهة الرباط سلا القنيطرة في المملكة المغربية. ينتمي الدوّار لمشيخة الخزازنة آيت قسو التي تضم 6 دواوير. يقدر عدد سكانه بـ 965 نسمة حسب الإحصاء الرسمي للسكان والسكنى لسنة 2004.
مراجع

1 2   http://www.worldtimezone.com/time-africa24.php. {{استشهاد ويب}}: |url= بحاجة لعنوان (مساعدة) والوسيط |title= غير موجود أو فارغ (من ويكي بيانات) (مساعدة)
↑  "الإحصاء العام للسكان والسكنى لسنة 2004 (المغرب)" (PDF). المندوبية السامية للتخطيط. مؤرشف من الأصل (PDF) في 2012-04-23.
وصلات خارجية

البوابة الوطنية للجماعات الترابية
المندوبية السامية للتخطيط
| ع ن  سيدي عبد الرزاق | ع ن  سيدي عبد الرزاق |
| --- | --- |
الخزازنة آيت عيسى:  آيت عيسى آيت بوبكر أو سعيد  آيت عيسىآيت بن يحيى  آيت عبد النبي آيت بن حدو  آيت عبد النبي آيت الحاج موسى  آيت علي بن خزان لعبابريين  سيدي عبد الرزاق المركز 
الخزازنة آيت قسو:  آيت قسو حواشات  آيت قسو كعبات  آيت قسو الغزاونة  آيت علي بن خزان آيت حدو علي  آيت علي بن خزان آيت بن عيسى  آيت علي بن خزان آيت اعمر أو عيسى 
سيدي عبد الرزاق: سيدي عبد الرزاق
بوابة المغرب
بوابة تجمعات سكانية
تريفيشت

تريفيشت هي قرية تقع في إقليم ياش في رومانيا وبلغ عدد سكانها 5,200 نسمة عام 2002.
مراجع

↑  2021 Romanian census، المعهد الوطني للإحصاءات، QID:Q106566382
↑  إحصاء سكاني لرومانيا, 2002 نسخة محفوظة 26 يوليو 2012 على موقع واي باك مشين.
| ع ن قرى إقليم ياش | ع ن قرى إقليم ياش |
| --- | --- |
 قرية أليكساندرو إيوان كوزا  أندريشيني  أرونيانو  بالاش (ياش)  بالتساتس  بيرنوفا  بيلتشت  بيفولاري  برايشت  بوتيا (ياش)  تشبلينتسا  تشوهوراني  تشورتيشتي  تشوريا  كوارنيله كابري  كومارنا  كوستيشت  كوستوليني  كوتناري  كوزميشتي  كريستيشت  كوكوتيني  داغيتسا  ديليني  دوبروفاتس  دولهيشتي  دراغوشيني  دوميشت  أيربيتشيني  فينتينيله  فوكوري  غولايشتي  غوربان  غراجدوري  غروبنيتسا  غروزيشتي  هالاكويشتي  هارمانيشتي  هيليشتيني  هولبوكا  هورليشتي  أيون نيكولاي  إيباتيليه  ليسبيزي  ليتسكاني  لونغاني  ماديرجاك  ميرتشيشت  ميرونياسا  ميروسلافا  ميرسلوفيشت  موغوشيشت  موغوشيشت-سيريت  موشنا  موتسكا  موفيليني  أوتسيليني  بلوغاري  بوبيشتي  بوبريكاني  بريساكاني  بروبوتا  راكيتيني  رادوكانيني  ريديو  رومانيشت  روشكاني  روجينواسا  سكانتيا  سكيتو دوكا  سكوبينتسي  سينيشتي  سيرتسيل  ستولنيتشيني-براجيسكو  سترونغا  شكيا  شيبوته  تانسا  تاتاروش  تسبانا  تسبانيشت  تسغاناشي  توديريشت  توميشت  تريفيشت  تسوتسورا  ونغيني  فاليا لوبولي  فاليا سياكا  فاناتوري  فيكتوريا  فلاديني  فوينيشت :  قرية أليكساندرو إيوان كوزا  أندريشيني  أرونيانو  بالاش (ياش)  بالتساتس  بيرنوفا  بيلتشت  بيفولاري  برايشت  بوتيا (ياش)  تشبلينتسا  تشوهوراني  تشورتيشتي  تشوريا  كوارنيله كابري  كومارنا  كوستيشت  كوستوليني  كوتناري  كوزميشتي  كريستيشت  كوكوتيني  داغيتسا  ديليني  دوبروفاتس  دولهيشتي  دراغوشيني  دوميشت  أيربيتشيني  فينتينيله  فوكوري  غولايشتي  غوربان  غراجدوري  غروبنيتسا  غروزيشتي  هالاكويشتي  هارمانيشتي  هيليشتيني  هولبوكا  هورليشتي  أيون نيكولاي  إيباتيليه  ليسبيزي  ليتسكاني  لونغاني  ماديرجاك  ميرتشيشت  ميرونياسا  ميروسلافا  ميرسلوفيشت  موغوشيشت  موغوشيشت-سيريت  موشنا  موتسكا  موفيليني  أوتسيليني  بلوغاري  بوبيشتي  بوبريكاني  بريساكاني  بروبوتا  راكيتيني  رادوكانيني  ريديو  رومانيشت  روشكاني  روجينواسا  سكانتيا  سكيتو دوكا  سكوبينتسي  سينيشتي  سيرتسيل  ستولنيتشيني-براجيسكو  سترونغا  شكيا  شيبوته  تانسا  تاتاروش  تسبانا  تسبانيشت  تسغاناشي  توديريشت  توميشت  تريفيشت  تسوتسورا  ونغيني  فاليا لوبولي  فاليا سياكا  فاناتوري  فيكتوريا  فلاديني  فوينيشت 
بوابة رومانيا
بوابة جغرافيا
بوابة تجمعات سكانية
راسل رومان

راسل رومان (بالإنجليزية: Russel Roman)‏ هو منافس ألعاب قوى بالاوي، ولد في 1975.
مراجع

1 2  Olympedia (بالإنجليزية), 2006, QID:Q95606922
↑  Sports Reference Profile نسخة محفوظة 13 أكتوبر 2018 على موقع واي باك مشين.
↑  "Athlete of the Year". Friends of the Tobi. مؤرشف من الأصل في 2018-10-13. اطلع عليه بتاريخ 2015-05-16.
وصلات خارجية

راسل رومان على موقع الاتحاد الدولي لألعاب القوى (الإنجليزية)
راسل رومان على موقع أوليمبيديا (الإنجليزية)
| 0 | 1 |
| --- | --- |
ضبط استنادي: تراجم :  الاتحاد الدولي لألعاب القوى (IAAF) 
بوابة ألعاب أولمبية
بوابة ألعاب القوى
بوابة بالاو
بوابة أعلام
سوميا (البلقاء)

| سوميا>  - منطقة سكنية -  .تقسيم إداري  | سوميا>  - منطقة سكنية -  .تقسيم إداري  |
| --- | --- |
البلد:  الأردن  
المحافظة: محافظة البلقاء
لواء: لواء قصبة السلط
قضاء: قضاء زي
السكان : السكان 
التعداد السكاني: 288 نسمة (إحصاء 2015)
  • الذكور: 137
  • الإناث: 151
  • عدد الأسر: 50
معلومات أخرى : معلومات أخرى 
التوقيت: ت ع م+02:00  
تعديل مصدري - تعديل  : تعديل مصدري - تعديل  
سوميا منطقة سكنية تقع في لواء قصبة السلط، محافظة البلقاء في الأردن. تنتمي المنطقة لقضاء زي الذي يضم 7 مناطق. يقدر عدد سكانها بـ 288 نسمة حسب إحصاء 2015.
مراجع

↑  "تعداد الأردن 2015" (PDF). دائرة الإحصاءات العامة. مؤرشف من الأصل (PDF) في 2018-09-20.
الوصلات الخارجية

دائرة الاحصاءات العامة
بوابة الأردن
بوابة تجمعات سكانية
بوابة البلقاء