autocorrelacion AM

Referencia: Problema León García 10.3 p.635

a) Encuentre la densidad espectral de potencia SY(f) de un proceso aleatorio con función de autocorrelación RX(τ) cos(2π f0 τ), donde RX(τ) es también una función de autocorrelación.

b) Grafique SY(f) si RX(τ) como en el problema 10.1a.

Solución propuesta:

R_Y(\tau) = R_X(\tau) \cos(2\pi f_0 \tau) S_Y(f) = F\Big[ R_X(\tau) \cos(2\pi f_0 \tau) \Big] = F\Big[ R_X(\tau) \frac {e^{j2\pi f_0 \tau} + e^{-j2\pi f_0 \tau}}{2} \Big] = \frac{1}{2} F\Big[ R_X(\tau) e^{j2\pi f_0 \tau} \Big] + \frac{1}{2} F\Big[ R_X(\tau) e^{-j2\pi f_0 \tau} \Big] = \frac{1}{2} S_X(f-f_0) + \frac{1}{2} S_X(f+f_0)

donde SX (f) = F[RX(τ)]

Rectangular PSD

Referencia: Problema León García 10.2 p.635

Sea p(x) una función rectangular. ¿ RX(τ) = p(τ/T) es una función de autocorrelación?

Solución propuesta:

T=2, es función rectangular es el ancho de la base.

S_Y(f) = F\Big[ \prod \Big(\frac{\tau}{T} \Big) \Big] = 2AT \frac {Sen(2\pi f \tau)}{2\pi fT} = AT Sa (\pi f\tau)

La función SX(f) es negativa para algunos rangos de f. Dado que la densidad espectral de potencia es no negativa, la función rectangilar en el tiempo no es una función de autocorrelacón válida.

 

Triangular PSD

Referencia: Problema León García 10.1 p.635

Sea g(x) una función triangular.

amplitud = A
T = 1 , en triangulares T es la mitad de la base del triángulo.

a) Encuentre la densidad espectral de potencia correspondiente a RX(τ) = g(τ/T)

b) Encuentre la autocorrelación correspondiente a la densidad espectral de potencia SX(f) = g(f/W)

Solución propuesta:
a)
S_x(f) = F\Big[ g \Big(\frac{\tau}{T} \Big) \Big]

= AT \Big(\frac{sin\frac{\omega T}{2}}{\frac{\omega T}{2}} \Big)^2 = AT \big[Sa(\pi f T) \big]^2

b)

S_x(f) = F\Big[ g \Big(\frac{f}{W} \Big) \Big] R_X (\tau) = AW \Big(\frac{sin\frac{W \tau}{2}}{\frac{W \tau}{2}} \Big)^2 = AW \big[Sa(\pi f \tau) \big]^2

 

PAM a PSK media cuadrática derivable

Y(t) = a \cos \big( 2\pi t + \frac{\pi}{2}X(t) \big) R_y(t_1,t_2) = E[Y(t_1)Y(t_2)] = a^2 \sin (2\pi t_1) \sin(2\pi t_2)

f) ¿Y(t) tiene media cruadrática derivable? Si lo es, encuentre las funciones para media y autocorrelacón.

Y(t) es diferenciable entodos los puntos

\frac{\delta y}{\delta t}Y(t) = \frac{\delta y}{\delta t} \big[ a \cos \big( 2\pi t + \frac{\pi}{2}X(t) \big)\big] = a(-2\pi) \sin \big( 2\pi t + \frac{\pi}{2}X \big) \big]

media o valor esperado:

E \big[ \frac{\delta y}{\delta t}Y(t) \big] = \frac{\delta y}{\delta t} E[Y(t)] = 0

autocorrelación:

R_{Y'}(t_1, t_2) = \frac{\delta ^2}{\delta t_1 \delta t_2} R_Y((t_1, t_2) = \frac{\delta ^2}{\delta t_1 \delta t_2} \big[a^2 \sin (2\pi t_1) \sin(2\pi t_2)\big] = a^2(2\pi ) \cos(2\pi t_1) \frac{\delta }{ \delta t_2} \big[\sin(2\pi t_2)\big] = a^2 (2\pi) \cos (2\pi t_1)(2\pi) \sin (2\pi t_2) = 4 \pi^2 a^2 \cos(2\pi t_1) \sin(2\pi t_2)

para nT ≤ t1 , t2 < (n+1)T

0 para otro caso

 

PAM a PSK media cuadrática contínua

R_y(t_1,t_2) = E[Y(t_1)Y(t_2)] = a^2 \sin (2\pi t_1) \sin(2\pi t_2)

e) ¿El proceso Y(t) tiene media cuadrática contínua?

Sí, por las condiciones siguientes:

Referencia: León-García 9.7.1 p.531

Si RX(t1,t2) es contínua en t1 y t2 en el punto (t0,t0), entonces X(t) tiene media cuadrática continua en t0.

Si X(t) tiene media cuadrática contínua en t0 , entonces la función media mX(t) debe ser contínua en t0.

Si RX(τ) es contínua en τ=0 entondes el proceso estocástico estacionario en el sentido amplio WSS para X(t) es contino en la media cuadtática en todos los  puntos t0.

PAM a PSK determinar estacionario

Los resultados son:

E[Y(t)] = 0 R_y(t_1,t_2) = E[Y(t_1)Y(t_2)] = a^2 \sin (2\pi t_1) \sin(2\pi t_2) C_{Y} (t_1,t_2) = E[Y(t_1)Y(t_2)] + E[Y(t_1)]E[Y(t_2)] = a^2 \sin (2\pi t_1) \sin(2\pi t_2) + 0 = a^2 \sin (2\pi t_1) \sin(2\pi t_2)

siendo la media una constante = 0, entonces:

C_Y[t_1, t_2] = R_y(t_1,t_2) C_Y[t_1, t_2] = a^2 \sin (2\pi t_1) \sin(2\pi t_2)

Existe un valor T tal que:

C_Y[t_1, t_2] = C_Y[t_1 + mT, t_2 + mT]

El proceso es clasificado como ciclo-estacionario

para:

para nT ≤ t1 , t2 < (n+1)T

0 para otro caso

PAM a PSK autocorrelación

Y(t) = a \cos \big( 2\pi t + \frac{\pi}{2}X(t) \big)

c) Encuentre la media y autocorrelacion de Y(t)

E[Y(t_1) Y(t_2)] = E\big[a \cos \big( 2\pi t_1 + \frac{\pi}{2}X \big) . a \cos \big( 2\pi t_2 + \frac{\pi}{2}X\big)\big] g(x) = a \cos \big( 2\pi t_1 + \frac{\pi}{2}X \big) . a \cos \big( 2\pi t_2 + \frac{\pi}{2}X\big)

Referencia: Valor esperado de funciones de variable aleatoria (León-García 3.3.1 p. 107
Si z =g(x)
E[g(x)] = \sum_k g(x_k)p_x(X_k)
tomando la pmd mostrada en el cálculo del valor esperado, se tiene entonces que:
= \big[ a \cos \big( 2\pi t_1 + \frac{\pi}{2}(-1)\big) . a \cos \big( 2\pi t_2 + \frac{\pi}{2}(-1)\big)\big] \frac{1}{2} +
+ \big[ a \cos \big( 2\pi t_1 + \frac{\pi}{2}(1)\big) . a \cos \big( 2\pi t_2 + \frac{\pi}{2}(1)\big)\big] \frac{1}{2}
= \frac{a^2}{2} \cos \big( 2\pi t_1 - \frac{\pi}{2}\big) \cos \big( 2\pi t_2 - \frac{\pi}{2}\big) +
+ \frac{a^2}{2}\cos \big( 2\pi t_1 + \frac{\pi}{2}\big) \cos \big( 2\pi t_2 + \frac{\pi}{2}\big)
= \frac{a^2}{2} \sin (2\pi t_1) \sin (2\pi t_2) +
+ \frac{a^2}{2}[-\sin(2\pi t_1)][-\sin (2\pi t_2)]
= \frac{a^2}{2} 2 \sin (2\pi t_1) \sin( 2\pi t_2)
= a^2 \sin ( 2\pi t_1) \sin(2\pi t_2)
= \frac{a^2}{2}\big[ \cos(2\pi t_1 - 2\pi t_2) - \cos(2\pi t_1 + 2\pi t_2) \big]
E[Y(t_1)Y(t_2)] = \frac{a^2}{2}\big[ \cos(2\pi t_1 - 2\pi t_2) - \cos(2\pi t_1 + 2\pi t_2) \big]

PAM a PSK – valor esperado

Y(t) = a \cos \big( 2\pi t + \frac{\pi}{2}X(t) \big)

La pmf de x(t) es 0.5 para cada valor de [-1,1]

c) Encuentre la media y autocorrelacion de Y(t)

E[Y(t)] = E\big[ a \cos \big( 2\pi t + \frac{\pi}{2}X \big)\big]

Referencia:  León-García 3.3.1 p. 107. Valor esperado de funciones de variable aleatoria

Si z =g(x)

E[g(x)] = \sum_k g(x_k)p_x(X_k)

se tiene entonces que:

= \big[a \cos \big( 2\pi t + \frac{\pi}{2}(-1) \big)\big]\frac{1}{2} + \big[a \cos \big( 2\pi t + \frac{\pi}{2}(1) \big)\big] \frac{1}{2} = \frac{a}{2}\cos \big( 2\pi t - \frac{\pi}{2} \big) + \frac{a}{2}\cos \big( 2\pi t + \frac{\pi}{2} \big) = \frac{a}{2} \sin \big( 2\pi t \big) - \frac{a}{2} \sin \big( 2\pi t \big) = 0 E[Y(t)] = 0

PAM a PSK Gráfica

Referencia: Problema 9.133 Leon-García p.574

Un proceso de modulación por fase se define como:

Y(t) = a \cos \big( 2\pi t + \frac{\pi}{2}X(t) \big)

Sea X(t) un proceso de modulación de amplitud de pulsos con valores de +1 y -1 que representan a los bits 1 y 0 como se muestra en la tabla.

dato en binario (bit) símbolo
1 +1
0 -1

Suponga que T=1, que es la duración de cada símbolo X(t).


 

Algunos datos:

De los experimentos realizados con BPSK y Delta-Sigma para entrontrar la pmf de [+1,-1], se encontró que la media del proceso era igual a 0.


a) Dibuje una muestra de la función Y(t) correspondiente a la secuencia binaria 0010110

# Problema 9.133 Leon-Garcia p.574
# PAM - Pulse Amplitude Modulation
# PSK - Phase Shift Keying
# literal a)
import numpy as np
import matplotlib.pyplot as plt

# INGRESO
# secuencia = input('secuencia binaria: ')
secuencia = '0010110'

# PROCEDIMIENTO
n = len(secuencia)
# texto a símbolos PAM
senalbit = np.zeros(n,dtype=int)
for i in range(0,n,1):
    senalbit[i] = int(secuencia[i])
    if (senalbit[i]==0):
        senalbit[i] = -1
# Señal en PAM
anchobit = 100 # muestras dentro de cada bit
senalpam = np.repeat(senalbit, anchobit)
m = len(senalpam)

# Eje de tiempo:
ti = np.arange(0,m,dtype=float)
ti = ti/anchobit

# Señal PSK
f = 1
senalpsk = np.zeros(m,dtype=float)
for i in range(0,m,1):
    fase = (np.pi/2)*senalpam[i]
    senalpsk[i] = np.cos(2*np.pi*f*ti[i] + fase)

# SALIDA Gráfica
# Señal PAM
plt.subplot(211)
plt.plot(ti,senalpam, color='g')
for k  in range(0,n,1):
    plt.vlines(k,1,-1, color= 'm', linestyles='dotted')
plt.ylabel('Señal PAM')
# Señal PSK
plt.subplot(212)
plt.plot(ti,senalpsk, color='b')
for k  in range(0,n,1):
    plt.vlines(k,1,-1, color= 'm', linestyles='dotted')
plt.ylabel('señal PSK')
plt.suptitle('Secuencia binaria PAM a PSK')
plt.show()

continua…

Media y autocovarianza con t

Referencia: Problema 9.13 Leon-García p.558 pdf 55

El proceso aleatorio Z(t) definido por:

Z(t) = 2Xt –Y

donde X y Y son  variables aleatorias con medias mX, mY ,  varianzas σ2X y σ2Y y coeficientes de correlación ρXY.

Encuentre la media y autocovarianza de Z(t)


Solución propuesta:

E[Z(t)] = E[ 2Xt - Y ]
    = 2E[X]t - E[Y]
    = 2tmX - mY = mZ
CZ(t1, t2) = E[(2Xt1 - Y)(2Xt2 - Y)] - mZ(t1) mZ(t2)
    = E[ 4X2 t1t2 - 2XYt1   - 2XYt2 + Y2] 
      - (2t1mX - mY)(2t2mX - mY)
    = 4t1t2 E[X2] - 2t1 E[XY] - 2t2 E[XY] + E[Y2] 
      - (4t1t2m2X -2t1mXmY -2t2mXmY + m2Y)
    = 4t1t2 E[X2] - 2(t1 +t2)E[XY] + E[Y2] 
      -4t1t2m2X + 2(t1+2)mXmY - m2Y 
    = 4t1t2 (E[X2] - m2X ) - 2(t1 +t2)(E[XY] - mXmY) + (E[Y2] - m2Y)
    = 4t1t2 σ2X - 2(t1 +t2XY + σ2Y 

dado ρXY = σXYXσY
     ρXYσXσY = σXY

    = 4t1t2 σ2X - 2(t1 +t2) ρXYσXσY  + σ2Y 

σ2Z(t) = CZ(t, t) = 4t2σ2X - 4t ρXYσXσY + σ2Y 

Para X y Y solo se da la media y varianza, la función final debe tener la misma forma:
f_{Z(t)} = \frac{e^{ -(z - m_Z)^2 /(2 \sigma_Z^2)}}{ \sqrt{2 \pi }\sigma_Z}

f_{Z(t)} = \frac{e^{-\frac{(z - 2t m_{X} +m_{Y})^2 }{(2(4t^2\sigma_{X}^2 - 4t\sigma_{X} \sigma_{Y} \rho_{XY} + \sigma_{Y}^2)}}}{ \sqrt{2 \pi }\sqrt{4t^2\sigma_{X}^2 - 4t\sigma_{X} \sigma_{Y} \rho_{XY} + \sigma_{Y}^2}}