تحقیق درباره ی به بررسی ویژگی های الگوریتمهای کنترل همروندی توزیعی که بر پایه مکانیزم قفل دو مرحله ای(2 Phase Locking) 17 ص

اختصاصی از فایل هلپ تحقیق درباره ی به بررسی ویژگی های الگوریتمهای کنترل همروندی توزیعی که بر پایه مکانیزم قفل دو مرحله ای(2 Phase Locking) 17 ص دانلود با لینک مستقیم و پر سرعت .

لینک دانلود و خرید پایین توضیحات

فرمت فایل word  و قابل ویرایش و پرینت

تعداد صفحات: 19

چکیده : در این گزارش ما به بررسی ویژگی های الگوریتمهای کنترل همروندی توزیعی که بر پایه مکانیزم قفل دو مرحله ای(2 Phase Locking) ایجاد شده اند خواهیم پرداخت. محور اصلی این بررسی بر مبنای تجزیه مساله کنترل همروندی به دو حالت read-wirte و write-write می‌باشد. در این مقال، تعدادی از تکنیکهای همزمان سازی برای حل هر یک از قسمتهای مساله بیان شده و سپس این تکنیکها برای حل کلی مساله با یکدیگر ترکیب می‌شوند.

در این گزارش بر روی درستی و ساختار الگوریتمها متمرکز خواهیم شد. در این راستا برای ساختار پایگاه داده توزیعی یک سطحی از انتزاع را در نظر می‌گیریم تا مساله تا حد ممکن ساده سازی شود.

1. مقدمه : کنترل همروندی فرآیندی است که طی آن بین دسترسی های همزمان به یک پایگاه داده در یک سیستم مدیریت پایگاه داده چند کاربره هماهنگی بوجود می‌آید. کنترل همروندی به کاربران اجازه می‌دهد تا در یک حالت چند برنامگی با سیستم تعامل داشته باشند در حالیکه رفتار سیستم از دیدگاه کاربر به نحو خواهد بود که کاربر تصور می‌کند در یک محیط تک برنامه در حال فعالیت است. سخت ترین حالت در این سیستم مقابله با بروز آوری های آزار دهنده ای است که یک کاربر هنگام استخراج داده توسط کاربر دیگر انجام می‌دهد. به دو دلیل ذیل کنترل همروندی در پایگاه داده های توزیعی از اهمیت بالایی برخوردار است:

کاربراان ممکن است به داده هایی که در کامپیوترهای مختلف در سیستم قرار دارند دسترسی پیدا کنند.

یک مکانیزم کنترل همروندی در یک کامپیوتر از وضعیت دسترسی در سایر کامپیوترها اطلاعی ندارد.

مساله کنترل همروندی در چندین سال قبل کاملا مورد بررسی قرار گفته است و در خصوص پایگاه‌داده‌های متمرکز کاملا شناخته شده است. در خصوص این مسال در پایگاه داده توزیعی با توجه به اینکه مساله در حوزه مساله توزیعی قرار می‌گیرد بصورت مداوم راهکارهای بهبود مختلف عرضه می‌شود. یک تئوری ریاضی وسیع برای تحلیل این مساله ارائه شده و یک راهکار قفل دو مرحله ای به عنوان راه حل استاندارد در این خصوص ارائه شده است. بیش از 20 الگوریتم کنترل همروندی توزیعی ارائه شده است که بسیاری از آنها پیاده سازی شده و در حال استفاده می‌باشند.این الگوریتمها معمولا پیچیده هستند و اثبات درستی آنها بسیار سخت می‌باشد. یکی از دلایل اینکه این پیچیدگی وجود دارد این است که آنها در اصطلاحات مختلف بیان می‌شوند و بیان های مختلفی برای آنها وجود دارد. یکی از دلایل اینکه این پیچدگی وجود دارد این است که مساله از زیر قسمتهای مختلف تشکیل شده است و برای هر یک از این زیر قسمتها یک زیر الگوریتم ارائه می‌شود. بهترین راه برای فائق آمدن بر این پیچدگی این است که زیر مساله ها و الگوریتمهای ارائه شده برای هر یک را در ی.ک سطح از انتزاع نگاه داریم.

با بررسی الگوریتمهای مختلف می‌توان به این حقیقت رسید که این الگوریتمها همگی ترکیبی از زیر الگوریتمهای محدودی هستند. در حقیقت این زیر الگوریتمها نسخه‌های متفاوتی از دو تکنیک اصلی در کنترل همروندی توزیعی به نامهای قفل دو مرحله ای و ترتیب برچسب زمانی می‌باشند.

همانطور که گفته شد، هدف کنترل همروندی مقابله با تزاحمهایی است که در اثر استفاده چند کاربر از یک سری داده واحد برای کاربران بوجود می‌آید است. حال ما با ارائه دو مثال در خصوص این مسائل بحث خواهیم نمود. این دو مثال از محک معروف TPC_A مقتبس شده اند. در این مثالها، یک سیستم اطلاعات را از پایگاه داده ها استخراج کرده و محاسبات لازم را انجام داده و در نهایت اطلاعات را در پایگاه داده ذخیره می‌نماید.

حالت اول را می‌توان بروزآوری از دست رفته نامید. حالتی را تصور کنید که دو مشتری از دو سیستم مجزا بخواهند از یک حساب مالی برداشت نمایند. در این حالت فرض کنید در غیاب سیستم کنترل همروندی، هر دو با هم اقدام به خواندن اطلاعات و درج اطلاعات جدید در سیستم میکنند. در این حالت در غیاب سیستم کنترل همروندی تنها آخرین درج در سیستم ثبت می‌شود. این حالت در شکل 1 نشان داده شده‌ است.

شکل 1 نمایش حالت بروز آوری از دست رفته

حالت دوم حالتی است که در آن اطلاعات صحیح از پایگاه داده استخراج نمی‌شود. در این حالت فرض کنید دو مشتری بخواهند کارهای ذیل را انجام دهند.

مشتری 1: بخواهد یک چک 1 میلیونی را به حساب X واریز و از حساب Y برداشت نماید.

مشتری 2: بخواهد بیلان حساب مالی X و Y شامل کل موجودی را نمایش دهد.

در غیاب کنترل همروندی همانطور که در شکل 2 نشان داده شده‌است، تزاحم بین پروسس ها بوجود خواهد آمد. فرض کنید در زمانی که مشتری 1 اطلاعات را از حساب Y خوانده و اطلاعات حساب X را دریافت نموده و 1 میلیون از حساب Y برداشت نموده ولی هنوز 1

تحقیق درباره ی تابع متناوب

اختصاصی از فایل هلپ تحقیق درباره ی تابع متناوب دانلود با لینک مستقیم و پر سرعت .

لینک دانلود و خرید پایین توضیحات

فرمت فایل word  و قابل ویرایش و پرینت

تعداد صفحات: 14

تابع متناوب

تعریف:

تابع f را متناوب گوئیم هرگاه وجود داشته باشد به طوری که:

کوچکترین مقدار مثبت t را در صورت وجود با T نشان داده و به آن دوره تناوب اصلی تابع گوئیم ( و و t بستگی به x ندارد) به عبارت دیگر در تابع متناوب دوره تناوب عبارت است از کوچکترین مقدار مثبت که وقتی به متغیر اضافه شود مقدار تابع فرق نکند.

دورة‌ تناوب روی نمودار: قسمتی از نمودار که بر اساس آن بتوان قسمتهای دیگر را رسم کرد.(الگویی از یک نمودار می‌باشد)

دوره تناوب اساسی (اصلی) تابع زیر را حساب کنید.

مثال 1 :

مثال 2 :

مثال 3 :

مثال 4: دوره تناوب اصلی تابع را پیدا کنید.

قرارداد:

هرجا صحبت از دوره تناوب می کنیم منظور دوره تناوب اصلی یا کوچکترین دوره تناوب تابع است.

نکته 1: تابع ثابت متناوب است و هر عدد حقیقی می تواند دوره تناوب آن باشد ولی کوچکترین دوره تناوب (دوره تناوب اصلی) ندارد.

نکته 2: در توابع ثابتی که به طور متوالی و منظم ناپیوسته هستند فاصله دو نقطه انفصال متوالی دوره تناوب اصلی تابع است.

مثال 5 :

مثال 6 :

مثال 7:

نکته 3:ممکن است مجموع، تفاضل و… دو تابع که هیچکدام متناوب نیستند متناوب باشد.

مثال 8: توابع هیچکدام متناوب نمی باشند ولی متناوب است، و می‌باشد.

نکته 4:

اگر دوره تناوب تابع برابر باشد آنگاه دوره تناوب تابع برابر است.

نتیجه: دوره تناوب برابر و دوره تناوب برابر خواهد بود.

نکته 5:

هرگاه عبارت داده شده به صورت مجمع دو یا چند تابع متناوب باشد ابتدا دوره تناوب هریک را بدست آورده سپس بین آنها کوچکترین مضرب مشترک می گیریم (ک.م.م)

مثال 9: دوره تناوب تابع با ضابطه کدام است؟

1) 2) 3) 4)

توجه:

در تعیین ک.م.م کسرها باید بین صورتها ک.م.م. و بین مخرج ها ب.م.م بگیریم نسبت آنها جواب مسئله است.

تحقیق درباره ی ایده آل های خطی به ترتیب کوهن مکوالی

اختصاصی از فایل هلپ تحقیق درباره ی ایده آل های خطی به ترتیب کوهن مکوالی دانلود با لینک مستقیم و پر سرعت .

لینک دانلود و خرید پایین توضیحات

فرمت فایل word  و قابل ویرایش و پرینت

تعداد صفحات: 26

ایده آل های خطی به ترتیب کوهن-مکوالی

چکیده- G را یک نمودار غیرمستقیم ساده n راسی در نظر بگیرید و بگذارید برایده آل خطی مرتبطش دلالت کند. مانشان می دهیم که تمام نمودارهای و تری G ، به ترتیب کوهن- مکوالی هستند ، دلیل ما بر پایه نشان دادن این است که دوگانه الکساندر I(G) ،خطی و ازمولفه است.

نتیجه ما فرضیه فریدی را که می گوید ایده آل درخت ساده شده به ترتیب کوهن- مکوالی، هرزوگ، هیبی، می باشد، وفرضیه ژنگ که می گوید یک نمودار وتری کوهن-مکوالی است اگر و تنها اگر ایده آل خطی اش در هم ریخته نباشد، را تکمیل می کند. ما همچنین ویژگی های دایره های مرتب کوهن- مکوالی را بیان می کنیم و نمونه‌هایی از گراف های مرتب غیروتری کوهن- مکوالی را هم ارائه می کنیم.

1-مقدمه

G را یک گراف ساده n راسی در نظر بگیرید پس G هیچ حلقه یا خطوط چندگانه ای پهن دو راس ندارد.) رئوس ومجموعه های خطی G توسط EG,VG را به ترتیب نشان دهید. ما ایده آل تک جمله ای غیر مربع چهارگانه با K که یک میزان است و جایی که را به G ارتباط می دهیم.ایده ال ایده آل خطی Gنامیده می شود.

توجه اولیه این مقاله ایده آل های خطی گراف های وتری است. یک گراف G وتری است اگر هر دایره طول یک وتر داشته باشد. اینجا اگر ،خطوط یک دایره طول n باشند، ما می گوییم که دایره وری یک وتر دارد اگر دو راس xj,xi در دایره به نحوی وجود داشته باشند که یک خط برای G باشند اما خطی در دایره نباشد.

ما می گوییم که یگ گراف G کوهن –مکوالی است اگر کوهن-مکوالی باشد. چنانکه هرزوگ، هیبی و ژنگ اشاره می کنند، طبقه بندی تمام گراف های کوهن-مکوالی شاید اکنون قابل کشیدن نباشند، این مسئله به سختی طبقه بندی کردن تمام مجموعه های ساده شده کوهن-مکوالی است.]9[.البته هرزوگ، هیبی و ژنگ در ]9[ ثابت کردند که وقتی G یک گراف وتری باشد،پس G در هر میدانی کوهن-مکوالی است اگر وفقط اگر به هم نریخته باشد.

ویژگی کوهن –مکوالی به ترتیب بودن، که شرایطی است ضعیف تر از کوهن-مکوالی بودن، توسط استنلی ]14[ در ارتباط با تئوری قابلیت جدا شدن غیرخالص معرفی شد.

تعریف 1-1- را در نظر بگیرید. یک M معیار B درجه دار کوهن –مکوالی به ترتیب نامیده می شود اگر یک تصفیه معین از معیارهای R درجه بندی وجود داشته باشد.

به نحوی که کوهن –مکوالی باشد، و ابعاد کرول خارج قسمت در حال افزایش باشند:

ما میگوییم یک گراف G کوهن-مکوالی به ترتیب است و در K اگر کوهن-مکوالی به ترتیب باشد. ما می توانیم به نتیجه هرزوگ، هیبی و ژنگ بر سیم البته با استفاده از این تضعیف شرایط کوهن-مکوالی. نتیجه اصلی ما فرضیه زیر است (که مستقل از خاصیت (K) است.

فرضیه 2-1 فرضیه 2-3.تمام گراف های وتری کوهن-مکوالی به ترتیب هستند.

بنابراین حتی گراف های وتری که ایده آل های خطی نشان در هم نریخته نیستند نیز هنوز یک

تحقیق درباره ی برد نمونه آقای سلطانی

اختصاصی از فایل هلپ تحقیق درباره ی برد نمونه آقای سلطانی دانلود با لینک مستقیم و پر سرعت .

لینک دانلود و خرید پایین توضیحات

فرمت فایل word  و قابل ویرایش و پرینت

تعداد صفحات: 11

1-4-2 برد نمونه

ساده ترین روش اندازه گیری واریانس نمونه تفریق کوچکترین مقدار نمونه از بزرگترین مقدار آن نمونه می باشد. این مقدار که با حرفشان داده می شود، بود نمونه نامیده می شوند. R مورد استفاده در جدول 4-2 را برای کمک به تصریح پهنای رده احتمالی برای توزیع فراوانی به یاد آورید.

این برد در روند کنترل کیفی از جمله نمونه های کوچک بسیار مفید است، با اینحال از جائیکه تنها دو مشاهده برای تعیین مقدار آن مورد استفاده قرار گرفته است، این برد نسبت به موارد خارج از برد بسیار حساس می باشد.

به دو مجموعه داده ارائه شده در جدول 5-2 توجه کنید. بدیهی است که نمونه B نسبت به نمونه A دارای تغییر کمتر بوده است اگر چه هر دو مجموعه دارای میانگین 30، دامنه 40 بوده و هیچ کدام از مجموعه ها دارای مد نمی باشند. دلیل این امر یک بودن مقیاس های 29، 31 به 30 در نمونه B می باشد در حالیکه 20 و 40(در نمونه A) بسیار دورتر از میانگین قرار دارد. این مثال ساده ملزوم برخی از اندازه گیریها را مشخص می کند.

2-4-2- برد میان چارکی

برد چارک های اول و سوم امکان اندازه گیری تغییرات نزدیک مرکز توزیع را فراهم می کنند. این اندازه گیری با IQR نشان داده می شود. برد میان چارکی نامیده می شود. برخلاف برد نمونه برد میان چارکی تحت تاثیر مقادیر مقدم نمونه قرار نمی گیرد.

مثال 21-2

از جائیکه 5/1(6)(25/0) و 5/4=(6)(75/0) و پس((1)x(9)x)(5/0)+(1)x=1q و((4)x(5)x) (4)x=3 9

برای نمونه ای با اندازه 5=n می بایست با استفاده از نمونه های جدول 5-2، چارک اول و سوم برای نمونه به ترتیب برابر با 15 = (10)(5/0) + 10 و 45=(10)(5/0) + 40 می باشند در مورد نمونه B، چارک اول بود.

5/19 =(19)(5/0) +10 و چارک سوم برابر با 5/40=(19)(5/0)+31 می باشد. بنابراین، برد میان چارک برای A و B به ترتیب برابر با 30=15-45= IQRA و 21=5/19-5/40=IQRB می باشد. از جائیکه 0>IQRB و IQ می باشد پس نیمه میانی نمونه A بیشتر از نیمه میانی نمونه B دچار تغییر می شود.

3-4-2- انحراف معیار نمونه

روش طبیعی برای اندازه گیری تغییرات انتخاب یک مقدار مرجع و سپس محاسبه انحراف داده ها از این مقدار مرجع می باشد. مقدار مرجعی که در اغلب موارد مورد استفاده قرار می گیرد. میانگین نمونه می باشد. با این حال در صورتی که این نابراربی کلیه xiها در نمونه محاسبه کرده و نتایج را جمع کنیم؛ همواره مقدار صفر بدست می آید. بنابراین میانگین انحراف از این میانکین همواره برابر با صفر خواهد بود. در این حالت به چه کاری می توانیم انجام دهیم.

مجموع مربعات

یک روش برای اجتناب از این مساله، بدست آوردن مقادیر غیر منفی یا مجذور کردن هر کدام از انحرافات می باشد. مجموع این انحرافات مربع،«مجموع مربعات» نامیده شده و از رابطه زیر بدست می آید:

(5-2)

توجه داشته باشید که اگر تنها و تنها اگر مشاهدات n برابر باشند، SSX برابر با صفر خواهد بود، همچنین، چه تغییرات در یک نمونه بیشتر باشد، مجموع مربعات عدد بزرگتری خواهد بود.

مثال 22-2

به نمونه A در جدول 5-2 توجه کنید. میانگین این نمونه برابر با 30 می باشد، با استفاده از معادله(205) جمع مربعات این نمونه(که با SSA نشان داده می شود) برابر با 1000=2(30-50)+2(30-40)+2(30-30)+2(30-20)+2(30-10)=SSA خواهد بود.

در صورتیکه نمونه ای از k مقدار متفاوت xk و ... و x1 تشکیل شده باشد که به ترتیب با فراوانی f1 ,…,fk اتفاق می افتد جمع مربعات نمونه برابر با(6-2) خواهد بود.

زمانی که داده ها در رده های k گروه بندی شده و مقادیر نمی کنند در دسترس نمی باشند، برآوردی از مجموع ای نمونه را می توان با استفاده از این نتیجه با نقطع میانی فاصله فراهم که جایگزین xi شده و میانگین موزون نقاط که جایگزین تو شده اند، بدست آورد، برای نشان دادن این مورد که نقاط بر این نیز مورد استفاده قرار می گیرد، مجموع مربع حاصل به صورت SSM نشان داده خواهد شد.

مثال 23-2

بار دیگر تحقیق کروشه صفحه دارد را در نظر بگیرید. برای فراوانی توزیع که در جدول 3-2 نشان داده شده است میانی رده عبارتند از:

30/1=1m و 35/1=2m و 45/1=4m و 50/1=5m و 55/1= 4m و 60/1=7m و 65/1=8m و 70/1=9m و 75/1=10m، فراوانی های متناسب این رده عبارتند از 1 و 5

تحقیق درباره ی برنامه‌ریزی خطی 21 ص

اختصاصی از فایل هلپ تحقیق درباره ی برنامه‌ریزی خطی 21 ص دانلود با لینک مستقیم و پر سرعت .

لینک دانلود و خرید پایین توضیحات

فرمت فایل word  و قابل ویرایش و پرینت

تعداد صفحات: 23

برنامه‌ریزی خطی

منظور از اثرات مستقیم، همان ضرایب علیت یا ضریب همبستگی جزئی هر صفت با عملکرد در صورت ثابت بودن صفات دیگر است. در جدول 3 مجموع اثرات مستقیم و غیرمستقیم در هر یک از ردیف‌های جدول برابر ضریب همبستگی صفت با عملکرد خواهد بود. در بین پنج صفت طول برگ پرچم، عرض برگ پرچم، طول پانیکول، پانیکول تا رسیدگی و تعداد دانه در پانیکول، بیشترین ضریب همبستگی بر روی عملکرد مربوط به تعداد دانه در پانیکول با 906/0 بود.

کمترین ضریب همبستگی بر روی عملکرد مربوط به طول برگ پرچم با 434/0 به خود اختصاص داده بود. بیشترین اثر مستقیم را بر روی عملکرد، تعداد دانه در پانیکول با 724/0 داشت. کمترین اثر مستقیم را بر روی عملکرد، عرض برگ پرچم با 164/0- داشت.

بیشترین اثر غیرمستقیم طول برگ پرچم از طریق تعداد دانه در پانیکول است و بین تعداد دانه در پانیکول با طول برگ پرچم ارتباط مثبتی وجود دارد، یعنی با افزایش تعداد در پانیکول، طول برگ پرچم بیشتر و باعث شده که عملکرد افزایش یابد. بیشترین اثر غیرمستقیم عرض برگ پرچم از طریق تعداد دانه در پانیکول بدست آمده است. لذا با افزایش تعداد دانه در پانیکول، عرض برگ پرچم بیشتر و در نهایت سبب افزایش عملکرد شد.

این مورد با نتایج ضرایب همبستگی مطابقت دارد، چرا که ضریب همبستگی صفات عرض برگ پرچم و تعداد دانه در پانیکول 502/0 است. بیشترین اثر غیرمستقیم طول پانیکول از طریق تعداد دانه در پانیکول بوده. بنابراین با افزایش تعداد دانه در پانیکول، طول پانیکول بیشتر و عملکرد بیشتر گردید.

این مورد نیز با نتایج ضرایب همبستگی مطابقت دارد، زیرا ضریب همبستگی صفات طول پانیکول و تعداد دانه در پانیکول 611/0 است. بیشترین اثر غیرمستقیم پانیکول تا رسیدن از طریق تعداد دانه در پانیکول بوده است، اما با افزایش تعداد دانه در پانیکول، پانیکول تا رسیدگی کمتر و نیز سبب کاهش عملکرد شد. این مورد نیز همچون گذشته با نتایج ضرایب همبستگی مطابقت دارد، چرا که ضریب همبستگی پانیکول تا رسیدگی و تعداد دانه در پانیکول 4/0- است. بیشترین اثر غیرمستقیم تعداد دانه در پانیکول، از طریق پانیکول تا رسیدگی بود.

تمرین

یک کارخانه خوراک دام برای گاو، گوسفند و طیور خود خوراک تهیه می‌کند. این خوراک با ترکیب مواد اصلی زیر تهیه می‌شود: ذرت، سنگ آهک، دانه سویا و پودر ماهی. این مواد شامل ترکیبات مغذی زیر است: ویتامین‌ها، پروتئین، کلسیم و چربی خام. میزان این ترکیبات در هر کیلوگرم از مواد اصلی در جدول زیر خلاصه می‌شود:

مواد مغذی

مواد اصلی

ویتامین‌ها

پروتئین

کلسیم

چربی خاک

ذرت

8

10

6

8

سنگ آهک

6

54

10

6

دانه سویا

10

12

6

6

پودر ماهی

4

8

6

9

کارخانه برای تولید 10، 6 و 8 تن (در واحد متریک) خوراک گاو، گوسفند و طیور قرارداد بسته است. به دلیل کمبود، مقدار محدودی از مواد، یعنی 6 تن ذرت، 10 تن سنگ آهک، 4 تن دانه سویا و 5 تن پودر ماهی موجود است. قیمت هر کیلوگرم از این مواد به ترتیب 20/0، 12/0، 24/0 و 12/0 دلار است. حداقل و حداکثر واحدهای ترکیبی مواد مختلف مغذی در هر کیلوگرم خوراک گاو، گوسفند و طیور در جدول زیر خلاصه شده است:

مواد مغذی

ویتامین‌ها

پروتئین

کلسیم

چربی خاک

تولید

حداقل

حداکثر

حداقل

حداکثر

حداقل

حداکثر

حداقل

حداکثر

خوراک گاو

6

6

7

4

8

خوراک گوسفند

6

6

6

4

6

خوراک طیور

4

6

6

6

4

6

این مساله را طوری فرمول‌بندی کنید که کل هزینه مینیمم شود.

کارکنان فنی یک بیمارستان تصمیم دارند سیستم غذایی، کامپیوتری آن بیمارستان را توسعه دهند. ابتدا برنامه غذایی ناهار را بررسی می‌کنند. برنامه غذایی ناهار به سه گروه اصلی تقسیم می‌شود: سبزیجات، گوشت و دسر. در هر سفارش حداقل یک سرویس از هر گروه تقاضا می‌شود. هزینه هر سرویس از اقلام پیشنهادی به علاوه ترکیبات هیدروکربن‌ها، ویتامین‌ها، پروتئین‌ها و چربی در جدول زیر خلاصه می‌شود:

هیدروکربن‌ها

ویتامین‌ها

پروتئین‌ها

چربی‌ها

هزینه سرویس (دلار)

سبزیجات

نخود

1

3

1

0

10/0

نخود فرنگی

1

5

2

0

12/0

بامیه

1

5

1

0

13/0

ذرت

2

6

1

2

09/0

ماکارونی

4

2

1

1

10/0

برنج

5

1

1

1

07/0

گوشت

مرغ

2

1

3

1

70/0