29 de setembro de 2026
Predição multinível dos resultados do Campeonato Brasileiro de Futebol usando dados de times e jogadores
Predição Multinível dos Resultados do Campeonato Brasileiro de Futebol Usando Dados de Times e Jogadores
Alexandre Quirino Ramos Pinto; Walter Mesquita Filho
DOI: 10.22167/2675-6528-202602616
Artigo derivado de Trabalho de Conclusão de Curso (TCC), com conteúdo baseado no trabalho original do aluno e adaptado ao formato editorial da Revista E&S com apoio da ferramenta ResumeAI, solução de inteligência artificial desenvolvida pelo Instituto Pecege para síntese e organização textual.
Resumo
A predição de resultados em partidas de futebol é um desafio complexo que exige a captura de padrões estruturais de desempenho ao longo do tempo. Objetivou-se desenvolver e avaliar um Modelo Linear Generalizado Misto (GLMM) de distribuição Poisson para predizer probabilisticamente o número de gols marcados no Campeonato Brasileiro de Futebol – Série A, entre 2016 e 2024, incorporando estatísticas históricas de times e ratings individuais de jogadores. Dados de 3.417 partidas foram coletados via web scraping do portal SofaScore. A estrutura hierárquica do modelo incluiu efeitos fixos, como vantagem do mandante, histórico ofensivo e ratings de jogadores, e efeitos aleatórios de intercepto por time (ataque e defesa) e por temporada. O modelo final apresentou um coeficiente de correlação intraclasse total de 6,05%, com σ_ataque = 0,140 e σ_defesa = 0,136, confirmando a relevância dos efeitos hierárquicos. A vantagem de jogar em casa mostrou-se estatisticamente significativa, com Incidence Rate Ratio de 1,31. Em validação temporal (2023-2024), o modelo alcançou acurácia de 49,4%, Brier Skill Score de 7,1% e Ranked Probability Score Skill Score de 9,0% em relação a um modelo de referência ingênuo. Os resultados corroboraram a adequação da abordagem GLMM multinível para previsão probabilística em futebol, contribuindo para a análise esportiva com dados brasileiros.
Palavras-chave: Desempenho equipe; GLMM; Poisson; SofaScore.
1. Introdução
A predição de resultados esportivos tem despertado crescente interesse acadêmico e prático, impulsionada pelo avanço das metodologias de análise de dados e pela disponibilização de bases de dados detalhadas sobre o desempenho dos atletas e das equipes. O futebol, em particular, representa um campo de estudo especialmente rico, pois conjuga aleatoriedade considerável com padrões estruturais que refletem qualidade técnica, estratégia, tática e dinâmicas de grupo (Maher, 1982; Dixon e Coles, 1997). No Brasil, o Campeonato Brasileiro de Futebol da primeira divisão – Série A, é considerado um dos torneios mais competitivos do mundo, reunindo vinte equipes em disputas de turno e returno ao longo de 38 rodadas por temporada, o que gera um conjunto de dados longitudinal de grande riqueza para a modelagem estatística.
O desempenho de uma equipe em uma partida é influenciado simultaneamente por fatores individuais, como a qualidade técnica e as condições físicas dos jogadores, e por fatores coletivos, como a força global do elenco e a vantagem de jogar em casa. A predição de resultados de partidas de futebol é um desafio que combina a aleatoriedade inerente do esporte com a necessidade de capturar padrões estruturais de desempenho no decorrer do tempo. Essa estrutura hierárquica natural dos dados, na qual observações de partidas estão aninhadas dentro de times que, por sua vez, variam ao longo de temporadas, torna os modelos de regressão clássicos, que assumem independência entre observações, limitados para este tipo de análise.
Nesse contexto, os Modelos Lineares Generalizados Mistos (GLMM) surgem como uma abordagem metodologicamente adequada para estender os modelos lineares mistos a respostas com distribuições não-normais, combinando efeitos fixos e aleatórios (Fávero e Belfiore, 2017; Goldstein, 2011). Para variáveis de contagem, como o número de gols, a distribuição Poisson é a escolha natural, com função de link logarítmica (Stroup, 2012). A modelagem multinível, fundamentada nos trabalhos de Raudenbush e Bryk (2002) e Snijders e Bosker (1999), permite decompor a variabilidade total dos dados em componentes associados a diferentes níveis hierárquicos, superando as limitações de modelos que pressupõem independência entre as observações.
Para a realização deste estudo, os dados foram coletados por meio de web scraping do portal SofaScore (SofaScore, 2022), uma plataforma que disponibiliza estatísticas e ratings individuais dos jogadores em tempo real para partidas ao redor do mundo (Notas SofaScore, 2024). O conjunto de dados abrangeu todas as partidas do Campeonato Brasileiro de Futebol da primeira divisão – Série A, das temporadas de 2016 a 2024, totalizando 3.417 partidas. As informações incluíram estatísticas de desempenho dos times e as notas individuais dos jogadores a cada partida, que servem como variáveis preditoras em modelos de análise esportiva.
Diante da complexidade e da riqueza dos dados do futebol brasileiro, e da adequação da abordagem GLMM para lidar com a estrutura hierárquica e a natureza de contagem dos gols, o presente trabalho teve como objetivo principal desenvolver e avaliar um modelo GLMM de Poisson para predição probabilística dos resultados de partidas do Campeonato Brasileiro de Futebol, incorporando tanto as estatísticas históricas dos times quanto os ratings individuais dos jogadores como preditores.
2. Material e Métodos
O presente estudo caracterizou-se como uma pesquisa quantitativa, de natureza inferencial, com o objetivo de desenvolver e avaliar um modelo estatístico para a predição probabilística de resultados de partidas de futebol. A abordagem metodológica adotada foi a modelagem de Modelos Lineares Generalizados Mistos (GLMM) de distribuição Poisson, adequada para variáveis de contagem como o número de gols. A unidade de análise consistiu em partidas do Campeonato Brasileiro de Futebol da primeira divisão – Série A.
Os dados foram coletados por meio de web scraping do portal SofaScore (sofascore.com), abrangendo todas as partidas do Campeonato Brasileiro de Futebol da Série A, das temporadas de 2016 a 2024. Foram obtidas 3.417 partidas, de um total teórico de 3.420. As partidas não incluídas foram: Atlético-MG e Chapecoense (2016), CSA e Palmeiras (2019), e Athletico e Internacional (2024), devido a cancelamento ou dados incompletos. A coleta foi realizada com as bibliotecas Playwright e Asyncio da linguagem Python 3.12, e os dados foram consolidados em um arquivo CSV.
O conjunto de dados continha 76 variáveis, incluindo identificação da partida, placar final, rodada, temporada, estatísticas técnicas de jogo e ratings individuais dos jogadores. Foi realizado um ajuste manual de aproximadamente 30 observações de ratings de jogadores que não foram corretamente capturados pelo web scraping. Na etapa de preparo, com as bibliotecas Pandas e NumPy, calculou-se o rating médio do time e criaram-se variáveis de força histórica com janela deslizante (média das últimas cinco partidas anteriores), como força ofensiva, defensiva e rating histórico. Valores da primeira rodada sem histórico foram preenchidos com a média global. O dataset foi reestruturado para o formato longo, totalizando 6.834 observações, e todas as covariáveis contínuas foram padronizadas (z-score).
A análise exploratória dos dados foi conduzida para caracterizar a distribuição das variáveis de interesse e subsidiar as escolhas de modelagem. Avaliou-se a distribuição de gols por meio de histogramas comparativos com a distribuição Poisson e calculou-se a razão variância/média. A vantagem de jogar em casa foi quantificada por proporções de vitórias, empates e derrotas, e pela evolução das médias de gols ao longo das temporadas. As correlações entre estatísticas de jogo e gols foram calculadas pelo coeficiente de Pearson.
O modelo GLMM de Poisson foi especificado para modelar o número de gols marcados, considerando a natureza de contagem dos dados e a estrutura hierárquica. A especificação incluiu efeitos fixos e efeitos aleatórios, que modelam a variabilidade específica de subgrupos, como times e temporadas (Stroup, 2012). A estimação foi realizada por máxima verossimilhança penalizada, utilizando a aproximação de Laplace, implementada em Python com a biblioteca SciPy e o algoritmo L-BFGS-B. As variâncias dos efeitos aleatórios foram determinadas por profile likelihood com o algoritmo Nelder-Mead.
A pesquisa instanciou quatro modelos progressivamente mais complexos, seguindo uma abordagem “step-up” (Raudenbush e Bryk, 2002). O Modelo 0 (M0) foi um modelo de referência, e os modelos subsequentes (M1, M2, M3) adicionaram covariáveis históricas pré-jogo e interceptos aleatórios de ataque por time, defesa por time e temporada. O Modelo 4 (M4) estendeu o M3 com a correção de Dixon-Coles (1997) para baixos placares, introduzindo um parâmetro que ajusta a probabilidade conjunta dos placares (0x0, 1×0, 0x1 e 1×1).
A avaliação do ajuste do modelo foi realizada por estatística qui-quadrado de Pearson (x²/df), teste de Shapiro-Wilk para normalidade dos efeitos aleatórios, e coeficiente de correlação intraclasse (ICC), calculado conforme Nakagawa e Schielzeth (2010). O teste de razão de verossimilhança (LRT) foi empregado para comparar modelos aninhados. A validação do modelo foi temporal, utilizando as temporadas de 2016 a 2022 para treinamento (2.658 partidas) e 2023 a 2024 para teste (759 partidas), respeitando a ordem cronológica dos dados.
Para cada partida do conjunto de teste, o modelo gerou valores esperados de gols, a partir dos quais foram obtidas probabilidades para os três resultados possíveis (vitória do mandante, empate, vitória do visitante) por simulação de Monte Carlo com 5.000 amostras da distribuição Poisson. O desempenho preditivo foi avaliado por três métricas: Acurácia simples (proporção de acertos pelo resultado de máxima probabilidade), Brier Score (BS) e Ranked Probability Score (RPS). Para ambas as métricas, calculou-se o Skill Score em relação a um modelo ingênuo de probabilidades uniformes.
3. Resultados e Discussão
A análise exploratória dos dados revelou características importantes para a modelagem. A distribuição de gols observada para os times mandantes e visitantes demonstrou boa aderência à distribuição de Poisson em toda a faixa de valores, indicando que esta é uma escolha apropriada para a variável resposta. Nos 3.417 jogos analisados, a média de gols do time da casa foi de 1,395, com variância de 1,306, enquanto o time visitante marcou em média 0,976 gols por jogo, com variância de 0,970. Os índices de dispersão, calculados como a razão variância/média, foram de 0,9363 para o mandante e 0,9943 para o visitante, ambos próximos de um, o que reforça a adequação da distribuição de Poisson e sugere ausência de superdispersão relevante nos dados.
A distribuição dos resultados das partidas no Campeonato Brasileiro – Série A, entre 2016 e 2024, mostrou que 47,6% terminaram com vitória do mandante, 27,3% com empate e 25,2% com vitória do visitante. Essas proporções são consistentes com padrões observados em outros campeonatos sul-americanos de alto nível, conforme apontado por Pollard e Pollard (2005). A média de gols marcados por temporada para mandante e visitante permaneceu relativamente estável ao longo do período analisado, com os times da casa marcando entre 1,27 e 1,49 gols por jogo, e os visitantes entre 0,80 e 1,07 gols por jogo. A taxa de vitória do mandante variou entre 43,9% em 2017 e 53,2% em 2018, evidenciando a persistência da vantagem de jogar em casa.
A correlação de Pearson entre as estatísticas de jogo e o número de gols marcados identificou as finalizações no gol como o preditor mais forte, com um coeficiente de correlação de 0,467 e p < 0,001. Em seguida, o rating do time também se mostrou um preditor relevante, com r = 0,410 e p < 0,001. Por outro lado, a posse de bola (r = -0,055) e os passes certos (r = 0,004) apresentaram baixa correlação com os gols marcados, sugerindo que o volume de jogo não se traduz diretamente em maior capacidade de finalização. Para evitar vazamento de informação futura, apenas as variáveis históricas calculadas com janela deslizante foram incluídas como preditores no modelo, garantindo que a predição se baseasse exclusivamente em dados disponíveis antes da partida.
Ajuste do modelo GLMM
O Modelo Linear Generalizado Misto (GLMM) final, denominado M3, demonstrou convergência satisfatória por meio do algoritmo L-BFGS-B, alcançando uma log-verossimilhança marginal de −9.305,79. A análise dos coeficientes estimados para os efeitos fixos revelou que a vantagem de jogar em casa foi o preditor mais expressivo. O Incidence Rate Ratio (IRR) para a vantagem do mandante foi de 1,308, com um intervalo de confiança de 95% entre 1,236 e 1,384 e um p-valor inferior a 0,001. Isso indica que, mantendo os demais fatores constantes, o time mandante marca, em média, 30,8% mais gols do que o time visitante. Este achado está em consonância com a literatura internacional, que documenta vantagens do mandante variando entre 20% e 50%, dependendo do campeonato e do período analisado (Pollard e Pollard, 2005; Constantinou e Fenton, 2012).
O rating histórico médio dos jogadores do time também se mostrou um preditor estatisticamente significativo e positivo para o número de gols marcados. O coeficiente para o rating histórico apresentou um IRR de 1,072, com intervalo de confiança de 95% entre 1,040 e 1,106 e p < 0,001. Isso significa que times com melhor média histórica de desempenho individual tendem a marcar mais gols, com um incremento de 7,2% por desvio-padrão na variável padronizada. Este resultado valida a hipótese de que informações individuais de desempenho agregam valor preditivo ao modelo, conforme proposto na introdução.
Em contrapartida, os efeitos do histórico de ataque do time e da qualidade defensiva do adversário, embora apresentassem os sinais esperados, não foram estatisticamente significativos ao nível de 5%, com intervalos de confiança que incluíam a unidade. O IRR para o histórico de ataque foi de 1,018, com IC 95% entre 0,991 e 1,045, e para a defesa do adversário foi de 1,028, com IC 95% entre 0,994 e 1,062. O coeficiente do rating histórico do adversário, por sua vez, apresentou um sinal positivo (IRR = 1,008, IC 95% entre 0,971 e 1,047), o que é contrário à expectativa de que adversários de maior qualidade defensiva reduziriam o número de gols marcados, e também não foi estatisticamente significativo.
Três hipóteses foram levantadas para explicar o comportamento inesperado do rating histórico do adversário. Primeiramente, confrontos entre equipes de maior qualidade técnica podem resultar em partidas mais abertas, fazendo com que o termo capture o caráter ofensivo do jogo em vez da qualidade defensiva do oponente. Em segundo lugar, a nota SofaScore é atribuída após a partida e pode incorporar parcialmente o desfecho, introduzindo um componente endógeno na variável. Por fim, pode haver colinearidade com o efeito aleatório de defesa por time, que já absorve a força defensiva latente do adversário, deixando pouca variância independente para o termo fixo. Devido à magnitude reduzida e às ressalvas, este coeficiente não deve ser interpretado como uma estimativa causal.
Efeitos aleatórios e ICC
A análise dos componentes de variância e dos Coeficientes de Correlação Intraclasse (ICC) revelou a importância da estrutura hierárquica dos dados. O ICC total calculado foi de 6,05%, indicando que uma fração significativa da variação nos gols marcados pode ser atribuída a diferenças estruturais entre times e temporadas, justificando a utilização do modelo multinível. Embora a maior parte da variação nos gols seja explicada pela aleatoriedade residual inerente ao futebol, a presença de efeitos aleatórios é estatisticamente relevante. O componente de ataque por time (u_atk) apresentou um desvio-padrão estimado de 0,140 e um ICC de 3,02%, enquanto o componente de defesa por time (u_def) teve um desvio-padrão estimado de 0,136 e um ICC de 2,84%.
Os componentes de ataque e defesa por time apresentaram magnitudes semelhantes, com uma ligeira predominância do componente ofensivo. Isso sugere que a força ofensiva e defensiva latente das equipes são fatores importantes e comparáveis na explicação da variabilidade dos gols. Em contraste, o efeito de temporada (u_tmp) mostrou-se marginal, com um desvio-padrão estimado de 0,035 e um ICC de apenas 0,19%. Este resultado indica que a variação sistemática entre temporadas é pequena em comparação com as diferenças intrínsecas entre as equipes, reforçando a ideia de que a identidade e o desempenho dos times são mais determinantes do que as flutuações anuais no contexto geral do campeonato.
A heterogeneidade substancial entre os times foi evidenciada pelos efeitos aleatórios estimados. No que diz respeito à força ofensiva, o Flamengo (0,274) e o Palmeiras (0,256) destacaram-se como líderes, seguidos pelo Atlético-MG (0,186), refletindo o domínio desses clubes no período analisado. Quanto à força defensiva, os menores valores, indicativos de melhor desempenho, foram observados para o Palmeiras (-0,252), Internacional (-0,183) e Corinthians (-0,157). É notável que o Palmeiras se destacou simultaneamente entre os melhores ataques e as melhores defesas, um resultado consistente com o seu desempenho geral nas temporadas estudadas. As barras de erro associadas às estimativas foram mais amplas para times com menor número de participações, o que reflete o encolhimento das estimativas em direção à média geral, um efeito promovido pela estrutura multinível.
Diagnóstico do modelo
Os diagnósticos do modelo final confirmaram um bom ajuste aos dados. A estatística qui-quadrado de Pearson dividida pelos graus de liberdade resultou em 0,903, um valor próximo a um que indica uma calibração adequada da variância residual e a ausência de superdispersão. Este resultado corrobora a adequação da distribuição de Poisson para modelar os gols marcados. Adicionalmente, os testes de Shapiro-Wilk, aplicados aos efeitos aleatórios estimados, não rejeitaram a hipótese de normalidade para nenhum dos três componentes: ataque por time (p = 0,942), defesa por time (p = 0,095) e temporada (p = 0,863). A validação da premissa distribucional do modelo é crucial para a robustez das inferências.
Os QQ-plots dos efeitos aleatórios estimados para ataque, defesa e temporada, bem como os QQ-plots de ajuste global dos quatro modelos ajustados, mostraram que os resíduos quantílicos aleatorizados, propostos por Dunn e Smyth (1996), seguem uma distribuição normal padrão. Este tipo de resíduo é o diagnóstico mais adequado para respostas discretas, pois resíduos de Pearson ou de deviance em modelos de contagem são assimétricos e assumem valores discretos, produzindo padrões em degraus nos QQ-plots mesmo sob especificação correta. A conformidade dos resíduos quantílicos com a distribuição normal padrão indica que o modelo está bem especificado e que as premissas subjacentes foram atendidas.
Comparação de modelos
A comparação entre os modelos, realizada por meio da log-verossimilhança e do teste de razão de verossimilhança (LRT), demonstrou uma melhora progressiva no ajuste à medida que componentes adicionais foram incorporados. O modelo GLM Poisson com covariáveis pré-jogo (M1) apresentou uma log-verossimilhança de -9.371,58, significativamente superior ao modelo nulo (M0), com um LRT x² de 403,75 e p < 0,001. Isso evidenciou o poder explicativo dos preditores de jogo na modelagem do número de gols.
A incorporação dos efeitos aleatórios por time e temporada no modelo (M2) resultou em uma melhora substancial no ajuste, com um LRT x² de 497,52 e p < 0,001 em comparação com o M1. Posteriormente, o modelo GLMM completo com covariáveis pré-jogo (M3) gerou uma melhora adicional significativa, com um LRT x² de 37,82 e p < 0,001 em relação ao M2. Esses resultados confirmam a importância da estrutura multinível e das covariáveis históricas para a predição de gols no Campeonato Brasileiro de Futebol.
O parâmetro de correção de Dixon-Coles (p) foi estimado em 0,0155, e o teste de razão de verossimilhança (LRT x² = 0,45, p = 0,500) indicou que essa correção para baixos placares não trouxe ganho estatisticamente significativo neste conjunto de dados. Este achado difere do que Dixon e Coles (1997) observaram em ligas europeias, onde a correção é altamente relevante. A ausência de significância no contexto brasileiro pode estar relacionada à maior imprevisibilidade e frequência de gols no futebol do país, sugerindo que a dinâmica de placares baixos pode ser menos pronunciada ou ter um impacto diferente na predição de resultados.
Validação temporal e desempenho preditivo
A validação temporal do modelo foi realizada utilizando as temporadas de 2016 a 2022 para treinamento (2.658 partidas) e as temporadas de 2023 e 2024 para teste (759 partidas), totalizando 1.518 observações. Esta abordagem cronológica evitou o vazamento de informações futuras e simulou um cenário real de uso do modelo. O modelo gerou probabilidades para os três resultados possíveis (vitória do mandante, empate, vitória do visitante) por meio de simulação de Monte Carlo com 5.000 amostras da distribuição Poisson para cada partida do conjunto de teste.
A distribuição dos resultados previstos pelo modelo M3 para as temporadas de 2023 e 2024 mostrou uma tendência a prever vitórias do mandante em demasia, com 85,1% das previsões indicando vitória do mandante, em contraste com os 47,0% observados. Além disso, o modelo raramente previu empates. Este padrão é documentado em modelos de Poisson para futebol que não incorporam correção específica para empates (Dixon e Coles, 1997). A dispersão dos gols observados versus os esperados pelo modelo apresentou um Erro Absoluto Médio (MAE) global de 0,835, indicando uma boa proximidade entre os valores previstos e os reais.
As métricas de validação temporal confirmaram o desempenho superior do modelo em relação a um modelo de referência ingênuo. O Ranked Probability Score Skill Score (RPS Skill Score) de 9,0% e o Brier Skill Score de 7,1% indicam que o modelo agrega valor preditivo, mesmo em termos ordinais, sobre o “baseline” uniforme. Esses resultados são comparáveis, em ordem de magnitude, aos reportados por Baio e Blangiardo (2010) para a liga italiana com modelos bayesianos de efeitos aleatórios. Contudo, comparações diretas de Skill Score com a literatura internacional devem ser interpretadas com reserva, devido às diferenças entre ligas, períodos e conjuntos de teste.
A acurácia simples do modelo foi de 49,4% para as temporadas de 2023 e 2024. No entanto, essa métrica deve ser interpretada com cautela, pois uma regra ingênua que sempre previsse a vitória do mandante acertaria 47,0% das partidas do conjunto de teste. O ganho do modelo sobre essa referência, em termos de acurácia, é modesto. A dificuldade em prever empates reflete a natureza probabilística do resultado: embora o modelo atribua aos empates uma probabilidade média de 26,9%, próxima da frequência observada de 26,2%, a estratégia de máxima probabilidade (argmax) raramente os seleciona, pois as probabilidades de vitória de cada time são geralmente maiores. Isso sugere uma limitação do critério de decisão, e não uma má calibração do modelo probabilístico, o que justifica o uso de regras de pontuação como o Brier Score e o RPS, conforme defendido por Constantinou e Fenton (2012).
Em síntese, o Modelo Linear Generalizado Misto de Poisson demonstrou ser uma abordagem adequada para a predição probabilística de gols no Campeonato Brasileiro de Futebol, capturando a estrutura hierárquica dos dados. A vantagem de jogar em casa e o rating histórico dos jogadores foram identificados como preditores significativos, enquanto a correção de Dixon-Coles não se mostrou relevante para este contexto. A validação temporal confirmou a capacidade preditiva do modelo, oferecendo uma distribuição de probabilidade completa para os resultados das partidas, o que representa uma contribuição valiosa para a análise esportiva com dados brasileiros.
4. Conclusão
O presente estudo objetivou desenvolver e avaliar um Modelo Linear Generalizado Misto (GLMM) de distribuição Poisson para predizer probabilisticamente o número de gols marcados no Campeonato Brasileiro de Futebol – Série A, incorporando estatísticas históricas de times e ratings individuais de jogadores. Verificou-se que a abordagem GLMM multinível demonstrou ser adequada para a predição probabilística de gols, capturando a estrutura hierárquica dos dados, com um Coeficiente de Correlação Intraclasse total de 6,05%. A vantagem de jogar em casa foi identificada como o preditor mais expressivo, indicando que o time mandante marca, em média, 30,8% mais gols. O rating histórico médio dos jogadores também se mostrou um preditor estatisticamente significativo e positivo. Em contraste, o histórico de ataque do time e a qualidade defensiva do adversário não apresentaram significância estatística. A validação temporal do modelo, realizada com as temporadas de 2023 e 2024, confirmou seu desempenho superior em relação a um modelo de referência ingênuo, com um Ranked Probability Score Skill Score de 9,0% e um Brier Skill Score de 7,1%. Adicionalmente, constatou-se que o parâmetro de correção de Dixon-Coles não trouxe ganho estatisticamente significativo para este conjunto de dados, um achado que difere da literatura internacional e contribui para a análise esportiva com dados brasileiros, oferecendo uma distribuição de probabilidade completa para os resultados das partidas.
Contudo, o modelo apresentou limitações ao utilizar apenas dados históricos pré-jogo, sem considerar informações contextuais como ausências por lesão, suspensão, clima ou condições do gramado. Os efeitos aleatórios de time foram tratados como constantes ao longo das nove temporadas, o que representa uma simplificação. Sugere-se que estudos futuros explorem a incorporação dessas variáveis contextuais, a adoção de inclinações aleatórias para a vantagem do mandante, a modelagem conjunta dos placares por meio da Poisson bivariada, e a comparação do GLMM com modelos bayesianos hierárquicos ou abordagens de aprendizado de máquina, a fim de verificar possíveis ganhos preditivos adicionais.
Referências Bibliográficas
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Stroup, W.W. 2012. Generalized Linear Mixed Models: Modern concepts, methods and applications. CRC Press, Boca Raton, FL, USA.
Artigo oriundo de Trabalho de Conclusão de Curso da Especialização em Data Science e Analytics do MBA USP/Esalq
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