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Modelos para Dados de Contagem com Estrutura Temporal

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ligação conhecida que relaciona o parâmetro natural da distribuição η t ao parâmetro <strong>de</strong><br />

estado θ t e g(η t ) é <strong>de</strong>nominado preditor linear, o qual <strong>de</strong>notaremos por ϕ t . Note também<br />

que a equação <strong>de</strong> evolução dos estados (2.16c) permanece igual à equação <strong>de</strong> evolução<br />

dos estados <strong>de</strong> um MLD, <strong>de</strong>scrita em (2.10b), a não ser pelo fato <strong>de</strong> que agora os erros<br />

<strong>de</strong> evolução ω t não seguem necessariamente uma distribuição normal.<br />

Como em um MLD, o mo<strong>de</strong>lo é <strong>com</strong>pletado quando assumimos uma distribuição a<br />

priori <strong>para</strong> os parâmetros <strong>de</strong> estado. De forma semelhante, a distribuição do parâmetro <strong>de</strong><br />

estado θ t dado θ t−1 , <strong>para</strong> t = 1, 2, . . . , tem distribuição imposta pela própria estrutura<br />

markoviana do mo<strong>de</strong>lo. Resta-nos, então, atribuir uma distribuição a priori <strong>para</strong> o<br />

parâmetro θ 0 . Novamente, quantificamos a informação a priori a respeito do processo<br />

sob estudo no instante inicial t = 0, <strong>de</strong>notada por D 0 , através do primeiro e segundo<br />

momentos <strong>de</strong> uma distribuição, que agora não é necessariamente normal, <strong>para</strong> θ 0 , isto é,<br />

θ 0 | D 0 ∼ (m 0 , C 0 ), (2.17)<br />

em que m 0 e C 0 são, respectivamente, o primeiro e segundo momentos conhecidos da<br />

distribuição a priori <strong>para</strong> θ 0 . Em muitos casos, a forma <strong>de</strong>sta distribuição não precisa<br />

ser conhecida totalmente, basta apenas que conheçamos os momentos m 0 e C 0 .<br />

Para o MLDG <strong>de</strong>scrito em (2.16), <strong>com</strong>o em um MLD, algumas suposições são feitas:<br />

as observações Y t são condicionalmente in<strong>de</strong>pen<strong>de</strong>ntes dado η t , e além disso, dado η t , são<br />

também in<strong>de</strong>pen<strong>de</strong>ntes dos erros <strong>de</strong> evolução ω t , <strong>para</strong> t = 1, 2, . . . , e supomos também<br />

que, <strong>para</strong> todo t ≠ s, os erros <strong>de</strong> evolução ω t e ω s são in<strong>de</strong>pen<strong>de</strong>ntes.<br />

O procedimento <strong>de</strong> inferência sobre os parâmetros <strong>de</strong> estado nesta classe <strong>de</strong> mo<strong>de</strong>los,<br />

<strong>de</strong>vido a <strong>com</strong>plexida<strong>de</strong>, po<strong>de</strong> somente ser feito <strong>de</strong> forma aproximada. Se todas as quantida<strong>de</strong>s<br />

envolvidas no mo<strong>de</strong>lo, <strong>com</strong> exceção dos parâmetros <strong>de</strong> estado, são conhecidas,<br />

algoritmos seqüenciais baseados em estimadores Linear Bayes (Hartigan (1969)) po<strong>de</strong>m<br />

ser utilizados na estimação <strong>de</strong>stes parâmetros. Algoritmos baseados nestes estimadores<br />

foram utilizados por West et al. (1985). Outras abordagens e métodos <strong>de</strong> estimação <strong>para</strong><br />

os parâmetros <strong>de</strong> estado, inclusive métodos baseados nas idéias <strong>de</strong> West et al. (1985),<br />

serão discutidos na Seção 2.4.<br />

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