Preguntas Test de Procesos Estocásticos - Departament de ...
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<strong>Preguntas</strong> <strong>Test</strong><br />
<strong>de</strong> <strong>Procesos</strong> Estocásticos<br />
M.A. Fiol<br />
<strong>Departament</strong> <strong>de</strong> Matemàtica Aplicada IV<br />
Universitat Politècnica <strong>de</strong> Catalunya<br />
email: fiol@mat.upc.es<br />
webpage: www-ma4.upc.es/~fiol<br />
Abstract<br />
varias<br />
algunas<br />
la asignatura<br />
en<br />
UPC.<br />
indicada<br />
ellas<br />
agra<strong>de</strong>cen<br />
posibles<br />
Parámetros<br />
experimento<br />
probabilida<strong>de</strong>s<br />
el proceso<br />
son<br />
con u(t)<br />
distribución<br />
)=qu(x<br />
)=pu(t<br />
)=pu(x<br />
)=qu(x<br />
los<br />
cos<br />
función<br />
1)=P(X(t<br />
1)=P(X(t<br />
es<br />
con<br />
=<br />
=<br />
procesos<br />
propuestas<br />
<strong>Procesos</strong><br />
Telecomunicació”<br />
a cada<br />
misma.<br />
(posible)<br />
generales y/o<br />
fiol@mat.upc.es.<br />
resultados<br />
son p<br />
cuyas<br />
ω 2 )=t.<br />
función<br />
proceso son<br />
3 . Por<br />
X(t 1 )<br />
aleatoria tipo<br />
2. A partir <strong>de</strong> los procesos estocásticos X, Y in<strong>de</strong>pendientes,<br />
con funciones <strong>de</strong> <strong>de</strong>nsidad <strong>de</strong> primer<br />
or<strong>de</strong>n f X (x; t) yf Y (y; t) respectivamente, formamos<br />
el proceso Z(t) := X(t) +Y (t)t. Entonces<br />
la función <strong>de</strong> <strong>de</strong>nsidad <strong>de</strong> Z(t) es:<br />
(a) f Z (z; t) = 1 ∫ ∞<br />
t −∞ f X(z − u; t)f Y (u; t) du<br />
(b) f Z (z; t) = 1 ∫ ∞<br />
|t| −∞ f (<br />
X(z − u; t)f u Y t ; t) du<br />
(c) f Z (z; t) =f X (z; t)+tf Y (z; t)<br />
(d) f Z (z; t) =f X (z; t)+f Y (tz; t)<br />
♣ Consi<strong>de</strong>rando el cambio <strong>de</strong> variable w = ty,<br />
w ′ = t, obtenemos que la función <strong>de</strong> <strong>de</strong>nsidad<br />
<strong>de</strong>l proceso W (t) :=Y (t)t es<br />
f W (w; t) = f Y (y;t)<br />
|t|<br />
= 1<br />
|t| f ( w<br />
Y t ; t) .<br />
Entonces, el proceso Z = X + W ,conX y W<br />
in<strong>de</strong>pendientes, tiene función <strong>de</strong> <strong>de</strong>nsidad<br />
f Z (z; t) = f X (x; t) ∗ f W (w; t)<br />
= 1 ∫ ∞<br />
|t| −∞ f (<br />
X(z − u; t)f u Y t ; t) du (b).<br />
3. A partir <strong>de</strong> los procesos estocásticos X, Y incorrelados<br />
y <strong>de</strong> media cero, con funciones <strong>de</strong><br />
autocorrelación R X (t 1 ,t 2 )yR Y (t 1 ,t 2 ) respectivamente,<br />
formamos el proceso Z(t) :=X(t) +<br />
Y (t)t. Entonces la función <strong>de</strong> autocorrelación<br />
<strong>de</strong> Z(t), R Z (t 1 ,t 2 ), vale:<br />
(a) R Z = R X + t 1 t 2 R Y<br />
(b) R Z = R X +max{t 1 ,t 2 }R Y<br />
(c) R Z =0<br />
(d) R Z = R X + min{t 1 ,t 2 }R Y<br />
Se proponen preguntas test sobre estocásticos,<br />
Estocásticos” la “E.T.S. Enginyería <strong>de</strong> <strong>de</strong> la La respuesta correcta <strong>de</strong> las cuales han sido<br />
en exámenes <strong>de</strong> “Probabilidad y<br />
pregunta viene a continuación <strong>de</strong> la<br />
Para algunas <strong>de</strong> también se incluye una<br />
resolución. Se comentarios<br />
avisos sobre errores en<br />
estadísticos<br />
1. Dado un con dos posibles<br />
ω 1 ,ω 2 , cuyas respectivas y<br />
q, <strong>de</strong>finimos estocástico X(t) realizaciones<br />
X(t, ω 1 )=cosπt y X(t,<br />
Entonces, la función escalón, la<br />
<strong>de</strong> en t 1 = 1 3 es:<br />
(a) F (x; t 1 − 1 2 )+pu(x − 1 3 )<br />
(b) F (x; t 1 − 1 2 )+qu(t − 1 3 )<br />
(c) F (x; t 1 + 1 3 )+qu(x − 1 3 )<br />
(d) F (x; t 1 − 1 3 )+pu(x − 1 2 )<br />
♣ En t = 1 3<br />
, valores que toma el<br />
X(t 1 ,ω 1 ) = π 3 = 1 2 y X(t 1,ω 2 ) =<br />
tanto, la <strong>de</strong> probabilidad <strong>de</strong> es<br />
P( 1 2 ; t 1 )= 1 2 )=p,<br />
P( 1 3 ; t 1 )= 1 3 )=q.<br />
Así, X(t 1 ) una variable<br />
Bernoulli, función <strong>de</strong> distribución<br />
F (x; t 1 ) P(X(t 1 ) ≤ x)<br />
1
♣ Al tener media nula, la función <strong>de</strong> autocorrelación<br />
<strong>de</strong> X es R X (t 1 ,t 2 ) = E{X(t 1 )X(t 2 )}<br />
y análogamente para Y (t). A<strong>de</strong>más, por<br />
tratarse <strong>de</strong> procesos incorrelados, C XY (t 1 ,t 2 )=<br />
0 ó, <strong>de</strong> forma equivalente, E{X(t i )Y (t j )} =<br />
m X (t i )m y (t j ) = 0. Por tanto,<br />
R Z (t 1 ,t 2 ) = E{Z(t 1 )Z(t 2 )}<br />
= E{(X(t 1 )+Y (t 1 )t 1 )<br />
(X(t 2 )+Y (t 2 )t 2 )}<br />
= R X (t 1 ,t 2 )+t 1 t 2 R Y (t 1 ,t 2 ) (a).<br />
4. A partir <strong>de</strong> una variable aleatoria A con distribución<br />
exponencial <strong>de</strong> parámetro λ, se <strong>de</strong>fine<br />
el proceso estocástico X(t) :=Ae −At . Entonces<br />
su media m(t), t>0, es:<br />
(a) 1/A<br />
(b) 1/λ<br />
(c)<br />
λ<br />
(λ+t) 2<br />
(d)<br />
1<br />
λ+t<br />
♣ La función <strong>de</strong> <strong>de</strong>nsidad <strong>de</strong> A es f A (a) =λe −λt ,<br />
t>0. Por tanto, utilizando el teorema <strong>de</strong> la<br />
esperanza,<br />
m X (t) = E(Ae −At )=<br />
=<br />
=<br />
∫ ∞<br />
∫ ∞<br />
0<br />
ae −at λe −λa da<br />
λ<br />
λ + t 0<br />
a(λ + t)e −(λ+t)a da<br />
λ<br />
(λ + t) 2 (c).<br />
don<strong>de</strong> hemos usado que una v.a. exponencial <strong>de</strong><br />
parámetro λ + t tiene media 1/(λ + t).<br />
5. Sea Y una variable aleatoria uniforme en (0, 2).<br />
A partir <strong>de</strong> ella, se <strong>de</strong>fine el proceso<br />
X(t) =<br />
{<br />
Y, 0 ≤ t ≤ Y<br />
0, en otro caso.<br />
La media <strong>de</strong>l proceso en t ∈ (0, 2) es:<br />
♣ Como E{X(t)|Y = y} = y cuando y ≥ t y<br />
E{X(t)|Y = y} = 0 cuando y ≤ t, obtenemos,<br />
para t ∈ [0, 2]:<br />
m X (t) = E{X(t)}<br />
=<br />
=<br />
∫ ∞<br />
E{X(t)|Y = y}f y (y) dy<br />
−∞<br />
∫ 2<br />
y 1 [ ]<br />
y<br />
2 2<br />
t 2 dy = 4<br />
t<br />
( ) t 2<br />
=1− (c).<br />
2<br />
6. Dada la variable aleatoria T uniforme en (0, 2),<br />
se <strong>de</strong>fine el proceso<br />
{ t<br />
X(t) = T , 0 ≤ t ≤ T<br />
0, en otro caso.<br />
♣<br />
Entonces la media <strong>de</strong> X(t) en0
9. Dado un proceso <strong>de</strong> Poisson con parámetro λt,<br />
se <strong>de</strong>finen las variables aleatorias T 1 y T 2 como<br />
los tiempos transcurridos hasta que se producen<br />
la primera y segunda transición respectivamente.<br />
Entonces se cumple:<br />
♣<br />
(a) E(T 2 |T 1 )=E(T 2 )<br />
(b) E(T 2 |T 1 )= 1 λ + T 1<br />
(c) E(T 1 |T 2 )= 1 λ<br />
(d) E(T 1 |T 2 )= 2 λ − T 2<br />
(b).<br />
10. A partir <strong>de</strong> un experimento que consiste en lanzar<br />
repetidamente, cada T segundos, una moneda<br />
equilibrada, se <strong>de</strong>fine el proceso estocástico<br />
discreto llamado marcha aleatoria <strong>de</strong> la siguiente<br />
forma: X(0) = 0 y, para n = 1, 2, 3 ...,<br />
X[nT ]=X[(n − 1)T ]+s si sale cara, y<br />
X[nT ]=X[(n − 1)T ] − s si sale cruz.<br />
Entonces, la estadística <strong>de</strong> primer or<strong>de</strong>n es:<br />
(a) P{X[nT ]=rs} = ( n ) 1 n+r<br />
2<br />
,<br />
2<br />
n<br />
r = −n, −n +2, −n +4,...,n− 2,n<br />
(b) P{X[nT ]=rs} = ( n ) 1 n+r<br />
2<br />
,<br />
2<br />
n<br />
r = −n, −n +1, −n +2,...,n− 1,n<br />
(c) P{X[nT ]=rs} = ( n) 1<br />
r 2<br />
, n<br />
r = −n, −n +2, −n +4,...,n− 2,n<br />
(d) P{X[nT ]=rs} = ( n) 1<br />
r 2<br />
, n<br />
r = −n, −n +1, −n +2,...,n− 1,n<br />
♣<br />
(a).<br />
11. Sea X el proceso estocástico marcha aleatoria<br />
<strong>de</strong>finido en la pregunta anterior. Entonces<br />
sus momentos <strong>de</strong> primer or<strong>de</strong>n E{X[nT ]} y<br />
E{X 2 [nT ]} son, respectivamente,<br />
(a) ns, ns<br />
(b) ns, ns 2<br />
(c) 0, ns 2<br />
(a) X(t) es estacionario en sentido amplio<br />
(b) Las variables aleatorias X(t 1 )yX(t 2 )son<br />
in<strong>de</strong>pendientes para todo (t 1 ,t 2 )<br />
(c) X(t) esergódico<br />
(d) Las variables aleatorias X(t 1 ) y X(t 2 )<br />
son incorreladas sólo si E{X(t 1 )} =<br />
E{X(t 2 )} =0<br />
♣ Como K(t 1 ,t 2 ) = 0, las variables aleatorias<br />
X(t 1 )yX(t 2 ) son incorreladas. Por tanto, como<br />
se trata <strong>de</strong> variables gaussianas, son también in<strong>de</strong>pendientes.<br />
(b).<br />
<strong>Procesos</strong> estacionarios<br />
13. Dado un conjunto <strong>de</strong> 2n variables aleatorias<br />
{A i ,B i ;1≤ i ≤ n} incorreladas, <strong>de</strong> media cero y<br />
varianza σA 2 i<br />
= σB 2 i<br />
= σi 2 , el proceso estocástico<br />
♣<br />
n∑<br />
X(t) := [A i cos(ω i t)+B i sin(ω i t)]<br />
i=1<br />
es estacionario en sentido amplio, con media cero<br />
y función <strong>de</strong> autocorrelación:<br />
(a) R X (τ) = ∑ n<br />
i=1 σi 2 cos(ω iτ)<br />
(b) R X (τ) = ∑ n<br />
i=1 σi 2 sin(ω iτ)<br />
(c) R X (τ) = ∑ n<br />
i=1 σi 2 cosh(ω iτ)<br />
(d) R X (τ) = ∑ n<br />
i=1 σ i sin 2 (ω i τ)<br />
(a).<br />
14. Sea X(t) un proceso estocástico estacionario en<br />
sentido amplio, con función <strong>de</strong> autocorrelación<br />
R X (τ). Entonces, el proceso<br />
Y (t) := 1 [X(t + ɛ) − X(t)], ɛ ∈ R,<br />
ɛ<br />
tiene función <strong>de</strong> autocorrelación:<br />
♣<br />
(d) 0, ns<br />
(c).<br />
12. Sea X(t) un proceso gaussiano con autocovarianza<br />
K(t 1 ,t 2 ) = 0. Entonces se pue<strong>de</strong> afirmar:<br />
♣<br />
(a) R Y (τ) = 1 ɛ<br />
[2R 2 X (τ) − 2R X (τ − ɛ)]<br />
(b) R Y (τ) = 1 ɛ<br />
[2R 2 X (τ)−R X (τ −ɛ)+R X (τ +ɛ)]<br />
(c) R Y (τ) = 1 ɛ [R X(τ) − R X (τ − ɛ)+R X (τ + ɛ)]<br />
(d) R Y (τ) = 1 [2R<br />
ɛ 2 X (τ)+2R X (τ + ɛ)]<br />
(b).<br />
3
15. Sea X(t) un proceso estocástico estacionario en<br />
sentido amplio y Φ una variable aleatoria in<strong>de</strong>pendiente<br />
<strong>de</strong> X(t) con función característica<br />
M Φ (ω) :=E{e jωφ }. Entonces, el proceso<br />
♣<br />
Y (t) :=X(t)sin(ωt +Φ), ω ∈ R,<br />
es estacionario en sentido amplio<br />
(a) sólo si Φ es uniforme en (0, 2π)<br />
(b) si M Φ (1) = 0<br />
(c) sólo si Φ es uniforme en (−π, π)<br />
(d) si y sólo si M Φ (1) = M Φ (2) = 0<br />
(d).<br />
16. Dada la variable aleatoria A uniforme en<br />
(−π, π), se <strong>de</strong>fine el proceso estocástico X(t) =<br />
A, t ≥ 0. Entonces se cumple:<br />
(a) El proceso es ergódico en media<br />
(b) La media <strong>de</strong>l proceso es una variable aleatoria<br />
(c) La media temporal (<strong>de</strong> una realización) es<br />
constante<br />
(d) Ninguna <strong>de</strong> las anteriores<br />
♣ Una realización <strong>de</strong>l proceso es X(t, ω) =a, t ≥ 0,<br />
a ∈ (−π, π). Por tanto la media temporal es<br />
1<br />
M = lim<br />
T →∞ 2T<br />
∫ T<br />
0<br />
adt= a 2<br />
(c).<br />
17. Considérese el proceso estocástico estacionario<br />
en sentido amplio X(t) :=A cos(ωt + Θ), don<strong>de</strong><br />
ω ∈ R y A, Θ son dos variables aleatorias in<strong>de</strong>pendientes,<br />
y Θ tiene distribución uniforme en<br />
(−π, π). Entonces se pue<strong>de</strong> afirmar que X(t) es<br />
(a) ergódico en media y en autocorrelación<br />
(b) ergódicoenmedia,peronoenautocorrelación<br />
(c) ergódico en autocorrelación, pero no en media<br />
(d) ninguna <strong>de</strong> las otras<br />
♣ Sea X i (t) =a i cos(ωt + θ i ) una realización <strong>de</strong>l<br />
proceso. Entonces, el cálculo <strong>de</strong> la media, y media<br />
temporal <strong>de</strong> X(t) es:<br />
m = E{X(t)}<br />
= E(A)E{cos(ωt +Θ)}<br />
= E(A) 1 ∫ π<br />
cos(ωt + θ) dθ =0;<br />
2π<br />
M = lim<br />
T →∞<br />
= lim<br />
T →∞<br />
−π<br />
∫<br />
a T i<br />
−T<br />
2T<br />
a i<br />
2T<br />
cos(ωt + θ i ) dt<br />
1<br />
ω 2sin(ωT + θ i)=0.<br />
Luego el proceso es ergódico en media.<br />
Análogomente, el cálculo <strong>de</strong> la autocorrelación y<br />
autocorrelación temporal en t 1 = t 2 = t (τ =0)<br />
da:<br />
R X (0) = E{X 2 (t)}<br />
= E(A 2 )E{cos 2 (ωt +Θ)}<br />
= E(A 2 ) 1 ∫ π<br />
cos 2 (ωt + θ) dθ<br />
2π −π<br />
= 1 2 E(A2 );<br />
a 2 ∫ T<br />
i<br />
R X (0) = lim cos 2 (ωt + θ i ) dt<br />
T →∞ 2T −T<br />
a 2 ∫ T<br />
i 1<br />
= lim<br />
T →∞ 2T 2 [1 + cos(ωt + θ i)] dt<br />
−T<br />
= a2 i<br />
2 .<br />
Por tanto el proceso no es ergódico en autocorrelación<br />
y la respuesta correcta es la (b).<br />
18. La salida <strong>de</strong> un sistema lineal cuya entrada es<br />
el proceso estacionario X(t) con espectro <strong>de</strong> potencia<br />
S(f) =F{R X (τ)} es<br />
♣<br />
∫ t<br />
Y (t) = 1 X(τ) dτ.<br />
a t−a<br />
Entonces el espectro <strong>de</strong> potencia <strong>de</strong>l proceso<br />
Y (t) es:<br />
(a) S Y (f) =S(f) sin2 (πfa)<br />
(πfa) 2<br />
(b) S Y (f) =S(f)cos 2 (πfa)<br />
(c) S Y (f) =S(f) ∣ sin(πfa)<br />
∣<br />
πfa<br />
(d) S Y (f) =S(f)<br />
1<br />
1+(πfa) 2<br />
(a).<br />
Estimación<br />
19. Sean A, B dos variables aleatorias in<strong>de</strong>pendientes<br />
<strong>de</strong> media cero y varianza σ 2 . Dado el proceso<br />
estocástico X(t) :=A cos(ωt) +B sin(ωt),<br />
4
♣<br />
la mejor estimación lineal <strong>de</strong> X(t 1 )dadoX(t 2 ),<br />
don<strong>de</strong> t 1 ≥ t 2 ,es:<br />
(a) X(t 2 )sin(ωτ)<br />
(b) X(t 2 )+sin(ωτ)<br />
(c) X(t 2 )cosτ<br />
(d) X(t 2 )cos(ωτ)<br />
(d).<br />
20. A partir <strong>de</strong> las variables aleatorias A, B, in<strong>de</strong>pendientes<br />
<strong>de</strong> media cero y varianza σ 2 , formamos<br />
el proceso estocástico X(t) :=At + B.<br />
Entonces la mejor estimación lineal <strong>de</strong> X(t 1 )<br />
dado X(t 2 ), don<strong>de</strong> t 1 ≠ t 2 ,es:<br />
♣<br />
(a) X(t1 ̂ )=0<br />
(b) X(t1 ̂ )= 1+t 1t 2<br />
X(t<br />
1+t 2 2 )<br />
2<br />
(c) X(t1 ̂ )= 1+t 1<br />
1+t 2<br />
X(t 2 )<br />
(d) X(t1 ̂ )= t 1t 2<br />
X(t<br />
1+t 2 2 )<br />
2<br />
(b).<br />
21. Sea X(t) un proceso <strong>de</strong> Poisson <strong>de</strong> media λt.<br />
Entonces, la mejor estimación lineal <strong>de</strong> X(t 1 )<br />
dado X(t 2 ), don<strong>de</strong> t 1 ≥ t 2 ,es:<br />
(a) X(t 2 )+R X (t 1 − t 2 )<br />
(b) X(t 2 )+λt 1<br />
(c) X(t 2 )+λ(t 1 − t 2 )<br />
(d) λt 1<br />
♣<br />
(a)<br />
(b)<br />
(c)<br />
(d)<br />
(b).<br />
̂ X(t1 )=X(t 2 )<br />
̂ X(t1 )=X(t 2 )e −2λ(t 1−t 2 )<br />
̂ X(t1 )=X(t 2 )e −2λ|τ|<br />
̂ X(t1 )=X(t 2 ) − e −2λt 1<br />
24. Sea X(t) el proceso estocástico <strong>de</strong>nominado impulsos<br />
<strong>de</strong> Poisson, con media m X (t) =λ yautocorrelación<br />
R X (τ) = λ 2 + λδ(τ). Entonces,<br />
la mejor estimación lineal <strong>de</strong> X(t 1 )dadoX(t 2 ),<br />
t 1 ≠ t 2 ,es:<br />
♣<br />
(a) λt 1<br />
(b) X(t 2 )+λ<br />
(c) λ<br />
(d) X(t 2 )+λt 1<br />
(c).<br />
25. Sea X(t) un proceso <strong>de</strong> Poisson <strong>de</strong> media λt.<br />
Dados tres instantes <strong>de</strong> tiempo t 1 ≥ t 2 ≥ t 3 ,<br />
la mejor estimación lineal homogénea <strong>de</strong> X(t 2 )<br />
dados X(t 1 )yX(t 3 )es:<br />
♣<br />
(a) t 2−t 1<br />
t 3 −t 1<br />
[X(t 3 ) − X(t 1 )]<br />
(b) X(t 3 ) − λ(t 3 − t 2 )<br />
(c) X(t 1 )+λ(t 2 − t 1 )<br />
(d) t 3−t 2<br />
t 3 −t 1<br />
X(t 1 )+ t 2−t 1<br />
t 3 −t 1<br />
X(t 3 )<br />
(d).<br />
♣<br />
(c).<br />
22. Sea X(t) un proceso <strong>de</strong> Poisson <strong>de</strong> media λt.<br />
Entonces, la mejor estimación lineal <strong>de</strong> X(t 1 )<br />
dado X(t 2 ), don<strong>de</strong> t 2 ≥ t 1 ,es:<br />
(a) t 2<br />
t1<br />
X(t 2 )<br />
(b) X(t 2 ) − λ(t 2 − t 1 )<br />
♣<br />
(c) λt 1<br />
(d) t 1<br />
t2<br />
X(t 2 )<br />
(d).<br />
23. Sea X(t) el proceso estocástico llamado señal<br />
telegráfica aleatoria, con media m X (t) =e −2λt<br />
y autocorrelación R X (τ) =e −2λ|τ| . Entonces,<br />
la mejor estimación <strong>de</strong> X(t 1 )dadoX(t 2 ), con<br />
t 1 ≥ t 2 ,es:<br />
5