Поможем в ✍️ написании учебной работы

Имя

Поможем с курсовой, контрольной, дипломной, рефератом, отчетом по практике, научно-исследовательской и любой другой работой

Выберите тип работыЧасть дипломаДипломная работаКурсовая работаКонтрольная работаРешение задачРефератНаучно - исследовательская работаОтчет по практикеОтветы на билетыТест/экзамен onlineМонографияЭссеДокладКомпьютерный набор текстаКомпьютерный чертежРецензияПереводРепетиторБизнес-планКонспектыПроверка качестваЭкзамен на сайтеАспирантский рефератМагистерская работаНаучная статьяНаучный трудТехническая редакция текстаЧертеж от рукиДиаграммы, таблицыПрезентация к защитеТезисный планРечь к дипломуДоработка заказа клиентаОтзыв на дипломПубликация статьи в ВАКПубликация статьи в ScopusДипломная работа MBAПовышение оригинальностиКопирайтингДругое

Нажимая кнопку "Продолжить", я принимаю политику конфиденциальности

fcttf

0

ijjtl I BID

 

жимости, так и затраты на предупреждение этого воздействия.' >ф ным (оптимальным) уровнем загрязненности окружающей среды расположения оцениваемого объекта недвижимости является ум когда сумма затрат двух видов (экономического ущерба от ни р|» среды) минимальна. Этот уровень загрязненности окружающей щ следовательно, и минимальное значение экономического утерь,, рязнения среды, отражающего влияние негативного экологически | тора на стоимость объекта недвижимости, графически можно онрнИЦ из рис. 14.3, б посредством сравнения кривых предельных затря i МММ дов MDCn MAC:

ыпг ^АТОС _КААГ ЬТАС
М DC = --------- ; MAC = ---------

АВ                                 АВ

Экономически эффективный (оптимальный) уровень загрвзиенЖ окружающей среды для объекта недвижимости достигается при Ч1\ = МЛ С в точке Е₉ при котором и определяется значение экономичен ущерба от загрязнения окружающей среды при оценке стоимости ИЙВЯ недвижимости. Следует подчеркнуть, что здесь рассмотрен графиЦВМИ алгоритм расчета показателя экономического ущерба от загрязнении ЫЁ в общем случае как комбинацию возможных затрат двух ВИДОК И чц ном случае при расчете этого показателя возможны альтернативны! | рианты, когда затраты одного из этих видов могут быть нулевымиi

Пример. Рассмотрим расчет экономического ущерба объекте И жимости от шумового загрязнения окружающей среды. I [редП0Л< • *ИМ оцениваемое офисное здание расположено в шумном районе (крупна!I томагистраль, незащищенная шумопоглащающими экранами ОятвЦ ная улица, шумоиздающий промышленный объект и т. п.) Измеренная на расстоянии 2 м от окон здания стандартным шумомером при aoi яр| мическом усреднении за годовое дневное время показывает ВГ9 VPH 100 дБ. Возможны мероприятия по предотвращению шумоВОГО нирц ния здания: установка шумопоглащающих окон различных И0ИИр*В1| и проведение внутренней перепланировки здания и целью СНИКШИЙ! I мого воздействия на персонал, работающий в этом здании* МясШИН структура этих мероприятий определяют зависимость C0QTBBlclB|fH затрат (общих и приростных) от уровня шума, проникающем^{1 и} Щ (табл. 14.1). Предположим также, что известна зависимость за i pal НА I пенсацию воздействия шумового загрязнения на работающий нврц (медицинское страхование и услуги, потеря производительное!И 1Й1 повышенная текучесть кадров) от уровня шума, проникаюЩВГО ft Ml (см. табл. 14.1).

Определить величину экономического,ущерба от щумоиого laipHj

НИЯ Окружающей Среды ДаННОГО офисного здания.

И Мб a III видно, что приростные затраты двух видов (преду преж-| И вомнвнеации) примерно равны для шумового загрязнения, про» ЦММН о в офисное здание, на уровне 60 дБ. Этот уровень шумового * им пни, как было показано выше, соответствует экономически эф-ММмому (оптимальному) уровню. Следовательно, экономический I Ирнчинвсмый шумовым загрязнением рассматриваемому офисно-IBHHBI (ПОТВря его стоимости), составит: 1050 + 710 = 1760 тыс. руб.

 

 

□ 14.4. Методика «валовых выбросов»
для определения экономического
I                             ущерба от загрязнения |

 

| и укрупненных расчетов экономического ущерба от загрязнения | мм при оценке недвижимости, когда отсутствуют возможности ррнмньного определения значений концентраций ингредиентов, а, NNtft ирга» Iпинается возможность установить валовые выбросы ш

Ирру НИ ри шенип ПО ОСНОВНЫМ ИОТОЧНИКам ЭТИХ ВЫброСОВ, раепо

^M,M|4i 1 вена размещения объекта недвижимости, предлагается следу-

Гмвмчмкя

 

1. Рассчитывается суммарный экономический ущерб от загра1ИВИ1||
атмосферы по территории, определяемой как зона активного з.н р«мнк
ния. Зоной активного загрязнения следует считать: для органиюмнмнщ
источников загрязнения - круг с центром в точке расположении мснммш
ка и радиусом 50//, (где Н- высота трубы); для автомагистралей иияН|
шириной 200 м, центральная ось проходит через ось магистрали! Суммяр
ный экономический ущерб от загрязнения атмосферы по рассмя! рнма
мой территории (Ј>_г) определяется по формуле

I                                                          Dr-KrlAfgoM,

 

где К - коэффициент экологической ситуации и экологической значимости •

ния атмосферного воздуха и почвы территорий экономических рпишмил Щ

сийской Федерации (см. Приложение V, табл. V.1); М. - масса выброса в атмосферу i-ro ингредиента, т/год;

о. - безразмерная поправка, учитывающая тип загрязняемой территории И \Щ

нимающая значение от 0,1 до 3 (см. Приложение V, табл. V.2); d. - удельный экономический ущерб от выбросов 1 т 1-го ингредиентами \\щ

ложение V, табл. V.3); /. - безразмерная поправка, учитывающая характер рассеивания ЙЙ нрнцц)

атмосфере (см. Приложение V табл. V.4 и V.5).

 

2. Доля площади в зоне активного загрязнения, занимаемой р »• • Mi
риваемыму'-м объектом недвижимости (я/) рассчитывается ПО Ф^ирМ|И

aj=S^J/Sf,

где S^J- площадь, занимаемая рассматриваемым у-м объектом недвижимо* ia, щт

S_r - площадь зоны активного загрязнения (S = яг², где г = 50//)*

 

Предполагая, что рассматриваемыйу-й объект недвижимое!И ВЩ в зону активного загрязнения, величину экономического ущерба rtfl рязнения атмосферы для этого объекта определяем по формуле

I                                                                     , D/-D_r-af. ;f ЈЈhЈ                                   1141|(

Величина Df определяет годовой экономический ущерб, нрИМ щийся на у-й объект недвижимости. Если предположить, ЧТО ИВ И И4и*Я период эксплуатации объекта недвижимости и динамика изменения Щ зателя Df в перспективе, но известна ставка (коэффициент) mmhmbmiM ции такого рода объектов недвижимости, то можно определить и mi и ■ ный показатель экономического ущерба от загрязнения ВТМОсфнрм] терю стоимости объекта недвижимости) при эксплуатации \wS- * недвижимости в зоне активного загрязнения (Dr) как ОТНОШЕНИЯ ставке капитализации (СК):

 

Ъг - 0//CK.

ими Предположить наличие динамики изменения показателя Dj и ■еннои программы эксплуатации (владения) рассматриваемого у-го (И»*я недвижимости в зоне активного загрязнения атмосферы, то ин-(Ииммаи показатель экономического ущерба от загрязнения (потерю ||Мо м и объекта недвижимости) можно определить методом дискон­тами и и денежных потоков.

Мрачит и пленный алгоритм расчета экономического ущерба от загряз-Ма м I моеферы позволяет определить лишь достаточно приближенную I Сячичину и, как правило, нижний предел. Для более детализирован-I pai*четок ПО методике «валовых выбросов» необходимо введение до-рЙИ 'И.нич эмпирических поправочных коэффициентов, в частности, PpMV'ty (14.9). Эти поправочные коэффициенты более корректно дол-|f4Hи ih.H i. географию размещения объектов недвижимости и мает |4В1 ри н1Ч|«)|цего воздействия на рассматриваемый конкретный объект •Ифмм(м iи (учет плотности застройки зоны активного загрязнения, РрЧИМВТЫ размещения объекта недвижимости, его этажность, плотность " ••••••••щи его площадей, число проживающих или работающих на

Жим объекте недвижимости и т. д.).

Пример, Рассчитать экономический ущерб от загрязнения атмосферы имейте Недвижимости, размещенного в зоне активного загря иichпя, (♦Нинке «валовых выбросов» на основе следующих данных. РМеИО! Здание занимает площадь земельного участка 400 м² и нахо-I В и «и активного загрязнения. Имеются два основных источника Цйеннв! местная котельная с высотой трубы 20 м и автомагистраль. ННрнаасгоя городская территория с населением свыше 200 тыс. чел. (ИИ* • • ни i ронкп селитебной территории составляет 50%. Город рас-'♦^и< и Уральском экономическом районе. Известно, что приведенная IN fc ItMHeparyp выбрасываемых примесей из трубы составляет 200°С. ВрИММЙ годовой выброс примесей по двум рассматриваемым источ-I по ри и и ■ и ия составляет: взвешенные вещества (пыль каменноуголь-MNNI |, диоксид серы 150 т, диоксид азота - 1300 т, оксид углерода -

 

Йрвлеаи 1 1. годовой экономический ущерб от загрязнения атмосферы •Инн ривнемо! <> офисного здания и провести корректировку значе» I рыночной стоимости, равной 18 млн руб. и рассчитанной без у«с ^Ниинм экологического фактора.

ПИиенне.

1а|л. VI V.S (см. Приложение V) определим значения пара-I Мндящих в формулу (14.9): К = 2; егд -1,5; <У/ для взвешенных ^11,1 руб./т, диокоида серы 102 300 руб./т, диоксида азота -I Руп /1, оксида углерода - 1SS0 руб./т, / для взвешенных веществ -I \^f ^^ииП1^,й ним примесей - 1.93.

! Ра и* ч ИТ и I'M по формуле (14.9) величину суммарного экономичаоко» РрПм of ни рязнения атмосферы по рассматриааамой территории!

D = 2{[(2000 • 3410) • 1,5 • 1,27] + [(150 • 102 300) • 1,5 j 1,93] + |« i МИ x 128^Г650) • 1,5 • 1,93] + [(6000 1550) ■ 1,5 • 1,93]} = 1137 027 ТЫ0, JlyO

2. Определим площадь зоны активного загрязнения (.V
г = 50Я) на рассматриваемой территории с учетом плотности 'ttu'tfN
равной 0,5 (автомагистраль находится внутри площади активного ШШ
нения от котельной):

S_r = 3,14 • (50 • 20)² • 0,5 = 1570 тыс. м².

3. Рассчитаем долю площади, занимаемой рассматриваемым |н|ни НЦ
зданием, (S^J= 0,4 тыс. м²) в зоне активного загрязнения по формуй! (М Я

а{ = 0,4000/1570 - 0,0003.

4. Исходя из предпосылки равномерного (пропорциональном!) щЩ
ния атмосферного загрязнения на реципиентов в зоне активного Nil
нения, величина годового экономического ущерба от загрязнении Ян

феры для офисного здания определяется по формуле (14.11):

Dj ш 1137 027 000-0,0003 - 341 тыс. руб.

5. Если предположить, что по данному виду объектов недвижимый!

рассматриваемом регионе ставка (коэффициент) капитализации *'й|| ляет 15%, то капитализированный экономический ущерб ОТ ЗВгриН|Ц атмосферы для рассматриваемого офисного здания раосчитымн» и 4 |

формуле (14.12):

Ъ{ = 341000/0,15 - 2273 тыс. руб.

6. Поскольку известно значение рыночной стоимости ряссМЯШИщ
мою офисного здания без учета влияния экологического фяктоОВ И1
равно 18 000 тыс. руб., а капитализированный экономический ум* *
загрязнения атмосферы для этого здания (потеря его стоимости)» 'МИЯ(
2273 тыс. руб., то скорректированное значение рыночной 0Т0ИМ'*Н1п
ставит: 18 000 000 - 2273 000 = 15 727 тыс. руб.

Таким образом, скорректированная рыночная СТОИМОСТЬ рим МЯЙ ваемого офисного здания с учетом влияния негативного эколо) нчввщ| фактора составляет 15 700 тыс. руб.

 

 

14.5. Методика «концентраций» для определения экономического

ущерба от загрязнения

 

Эта методика позволяет рассчитать Показатель экономическим* УМ от загрязнения атмосферы для объекта недвижимости (ном рм-* eitt| мости) при наличии информации о среднегодовых концемтряиня

WM загрязняющим ингридиентам атмосферы, окружающей рас-Ивш'ммп объект недвижимости.

мнимический ущерб (D) для рассматриваемого объекта недвижимо­сти иется в основном по формуле

П т

D =22d (X)_ijR_jK_n                                                 (14.13)

удельный экономический ущерб, наносимый единице j -и реципиентной ^F Востанляющей объекта недвижимости (на 1 чел. - от ухудшения здоровья людей, проживающих в жилых домах или работающих на соответствую­щий объектах недвижимости и от ускоренного физического износа зданий И сооружений в жилищно-коммунальном хозяйстве, торговле и сфере v« 'iyi, на 1 га - от потери продуктивности в сельском и лесном хозяйстве; MB I ТЫС> руб. стоимости основных фондов - от ущерба, наносимого объек-I им недвижимости промышленности) при среднегодовой концентрации X. i ип I не iv I иующего /-го ингредиента. Значения удельного экономического утери л по некоторым ингридиентам приведены в табл. V.6 -V.9 (см. При» Л0Ж1Ние V);

Мини) единиц у-й реципиентной составляющей объекта недвижимости (чис-MiMiiioc 11. проживающих или работающих, гектар угодий, млн руб. основ I Hi IX фондов);

\ Яшффициент, учитывающий региональные особенности территории стра­ны, NB которой находится объект недвижимости. Значения этих коэффици­ентов ДЛЯ йореципиентных ущербов приведены в табл. V. 10 и V. 11 (см. При­нижение V).

 

мер. Рассчитать экономический ущерб от загрязнения атмосферы l|BB ft Недвижимости (как потерю его стоимости), размещенного в яв ммннн п загрязнения, по методике «концентраций».

WW.

|i4fi|H I I ирусм исходную информацию из предыдущего примера и И ЖШОЛИИТельную. Предположим, что не известны источник загряз-Ив предыдущем примере местная котельная и автомагистраль) и if н и * и В1«(Просы загрязняющих веществ в атмосферу. Известны сред-

РВВМ.... пен грации загрязняющих веществ в атмосферу, на терри-

iNH иякодится рассматриваемое офисное здание (данные Роском-Мями) и пи-нишii.ic вещества (пыль каменноугольная) - 0,45 мг/м', Щн о |»м ОД mi /мдиоксид азота - 0,2 мг/м *; оксид углерода I' I! ми« пи» также, что численность работающих в офисном здании |йяи 40 Hwit

itf* и миIи величину годового экономического ущерба от эагряэне-fJB* фирм дли рассматриваемого офисного здания и провести кор»

||жи - мним ими его РЫНОЧНОЙ стоимости, раиной 18 млн руб. И рас

р|ий Лев учета влияния экологического фактора.

Воздействие	Взве-	Диоксид	Диоксид	Оксид	Фонтам!
загряз ня ющего	шенные	серы	азота	углерода	ОМ НИ""
вещества	вещества				(НО OfHHg
Длительное	50	50	40	3103
Кратковремен-
ное	500	500	85	5-103	1 fill

ТябЛНН! ж

Значение ПДК (мкг/м³) при длительном и кратковременном воадеЙмямя

В настоящее время обоснованы и установлены гигиенически! нмйм§ тивы более чем для 400 веществ и их комбинаций для атмосферной* ml духа и более чем для 800 химических веществ для природный моя ju большинства загрязняющих веществ атмосферного воздуха усишиаД ются два значения ПДК: максимальное разовое и среднесуточное мяв! мальное разовое значение ПДК связано, в основном, с ВОЗМОЖНЫМ | ф лекторным действием вещества на организм. Среднесуточное знвчем ПДК направлено на предупреждение хронического (накопительно! и) щ ствия вещества при длительном вдыхании. Значения ПДК для нем они! загрязняющих веществ атмосферного воздуха приведены в Tiiflfli I *

рнв'ВМИВ качественного состояния окружающей среды мест размещения ВМммя недвижимости), но и позволяет проводить расчеты с целью эли-

Ррирояяния (выявления) стоимости экологического фактора в рыноч-I Йена к продаж недвижимости.

Пример, Рассмотрим условный пример расчета индекса загрязнения , И стоимости экологического фактора. FJJ 1Яп/|, 14.3 представлены условные данные о загрязнении атмосфер-рй Во |духа по трем муниципальным территориям города N.

Ни формулам (14.14) и (14.15) рассчитываем / _с по рассматриваемым |НИННЙВЛЬИЫМ округам:

I /4! 0,01/0,05 + 0,03/0,05 + 0,01/0,04 + 0,01/0,04 + 0,3/3 = 1,15; /Ј 1 0,04/0,05 + 0,06/0,05 + 0,04/0,04 + 4/3 = 4,3; it 0,06/0,05 + 0,08/0,05 + 0,06/0,04 + 4,5/3 = 5,8.

нноерии города м " ни |»И шпшн BoMIVHhiiiH Я1МНн|м |и.|

Среднегодовая концентрация, мкг/м

Цена 1 м жилой площади, у.е,

 

	Диок­сид серы	Диок­сид азота	Оксид угле­рода
А	0,01	0,03	0,01	0,3	900
1.	0,04	0,06	0,04	4,0	7
и	0,06	0,08	0,06	4,5	600
	0,05	0,05	0,04	3,0

Таблица 14.3

Данные загрязнения атмосферного воздуха города N ПО трем муниципальным территориям

 

 

Индексы загрязнения окружающей среды определяются ПМр!гМН выполнения двух основных операций.

1. Количественное сравнение концентрации каждого з;о ри шнинм вещества с его стандартом (ПДК):

л, = с./пдк, -^jS * ilitl

где А. - нормируемая величина концентрации /-го загрязняющего иппит ни МЦ

ПДК;

С. - измеренная концентрация /-го загрязняющего вещества ■ ОКруш1ИнММ*В щк

ПДК - предельно допустимая концентрация /-го загрязняющего ЯЫНРНМ

 

2. Агрегация полученных величин в суммарный (скалярный) "^мН|

тель(/_в):                                                                   _{Л                  п}

 

/-1 /-1

где /                - индекс загрязнения окружающей среды;

/- 1,..., п— количество видов загрязняющих веществ.

В результате таких преобразований качественное состояние ••aj*##i ющей среды, характеризуемое вектором ряда загрязняющих (нчня#Ц числяемый десятками и даже сотнями наименований), лредствиаси ме индекса (скалярной величины). Такое представление *apeaftl качес I венного состояния окружающей среды не только имеет ВВШИй! НИ I и чес к ot* значение для экологической зкепертиэы (количеотинИ^^Д

I 1U

Hfft* ВИДНО из таблицы, индекс загрязнения атмосферного воздуха для ppHtttptoi в 5 раз превышает аналогичный индекс для территории А. 1$н|я МОЖНО определить соответствующий вклад влияния рассматри­вай* негативного экологического фактора на рыночную стоимость if ем Недвижимости для рассматриваемых территорий. Для выявления рИ влияния (загрязненность атмосферного воздуха) на рыночную стой*

It к нанримгр, жилой недвижимости, определим рати ость цеп п рода ж

?нн» ни in и пар! ир (по всем элементам сравнения, в том числе и по мес-ПрММешеиив относительно транспортной доступности, шумовой? заг­нию* и I д,), расположенных на территории Л - 900 у.е./м² и на терри-Мин И иоо у,г /мРазность в ценах продаж в 300 у.е. на 1 м' есть не ч i о

1илвд (позитивный или негативный) в рыночную стоимость жи-

■ и» оноиимости экологического фактора (качественное состояние ат-

|ферно| о воздуха) по Двум раеематриннсмым территориям юрода.

2. Какие виды загрязнения анализируются при проведении ими ческой экспертизы окружающей среды объекта недвижимости?

3. Сформулируйте основные этапы расчета экономического уНИр загрязнения окружающей среды при оценке стоимости обмктв % III мости.

4. Какие составляющие входят в структуру реципиента \ оПьевщ

движимости, находящегося в зоне активного загрязнения?

5. Перечислите ооновные методы определения натурального у|щ

от загрязнения окружающей среды.

6. ВОЗМОЖНО ЛИ применим. РЫНОЧНЫЙ метод (шиит i рмнмчнм* fj

ных) для влиминиронаиия (выявления) стоимости экологически! и фнв

ра в структуре цены продажи объекта недвижимости?

Тогда, если предположить, что необходимо определить рыН(»чнуЩ имость 1 м² жилой площади в аналогичных квартирах на терри i прим индексом загрязнения атмосферного воздуха /f_c= 4,3, величинеW гической» корректировки рыночной стоимости 1 м² жилой шшнц

территории А составит: —------------ 4,3 = 255,8 у.е./м². Следовательно, Й

5,8/1,15

ная стоимость 1 м² жилой площади на территории Б с учетом ВЛИВММ4 логического фактора составит: 900 - 255,8 — 644,2 у.е./м².

Таким образом, с помощью анализа парного набора рыноЧНМ! ных цен продаж аналогичной жилой площади при наличии пифий о качественном состоянии окружающей среды (например, атмос<|М воздуха) в территориальном разрезе появляется возможность ими а вклада в рыночную стоимость экологического фактора и ее МолеиМ ния для объекта оценки. Безусловно, такая процедура корректирмяв! можна лишь при условии, когда подобрана такая пара сравнимы* ♦ тов, у которых все элементы сравнения идентичны за исключения ственного состояния их окружающей природно-антропогенной МГ

Контрольные вопросы

Выше уже отмечалась объективная ограниченность применит! ночного метода для элиминирования (выявления) стоимости ЗИ0Л01 кого фактора с учетом низкого рейтинга экологических блВ1 и • и предпочтений российского покупателя недвижимости. Это надо и виду при применении представленной методики оценки стоим»», i и гического фактора на базе анализа рыночных данных (цеп 1фМД| сделкам с недвижимостью в конкретном регионе.

ОЧому для современных российских условий наиболее приемлем МП ПОДХОД к оценке стоимости негативного экологического фак-(Мшмического ущерба), влияющего на стоимость недвижимости? И ВВВОЙ зависимости находятся «индекс качества» и «индекс загряз-рВ ИВружающей среды? Каким образом можно использовать данные №»• Мри оценке недвижимости? .

 

Тесты

 

 

¹ <Bi I иг и па я освещенность территории оцениваемого объекта не-HBHMih i и изменяется вследствие действия затенения от ближайших §(ммн недвижимости. К какому виду загрязнения окружающей среды JBH IHB ВТОТ фактор?

I  Мшвническому. I Мимическому.

И Типическому.

* Nl 01 носится к загрязнению.                                      _s

\ lift МВТ недвижимости (садовый участок за городом) находится под ИВ«*«имм ной линией электропередач. Какому виду загрязнения под-FBBi^B ДВИНЫЙ объект недвижимости?

f

t Мвяяническому. мимическому. | Фи I и чес ком у. Ни mi и»ин iгя к загрязнению. [ Й Процессе ткологической экспертизы окружающей среды объекта рфИМнсти оценщик определил следующую структуру экологических Ирн|ц I • Загрязненность атмосферного воздуха; II - шум от автома-||мии < 11 разнообразие зеленых насаждений на территории объекта; ИвАинячивномость территории объекта недвижимости. Определить

Г

в • мры как управляемые и неуправляемые? I 11 111 IV все неуправляемые. I fj II I, IV все управляемые. 1»« II частично управляемые; Ш и IV - управляемые.

II И II * управляемые; III и IV - частично управляемые.

(

Ммв*мя»' 'м. экономического ущерба от загрязнения окружающей • 1.1 у недвижимости определяется: iHtpBiiiMn. вызываемыми воздействием загрязненной среды на

||М ИВДВНМИМО( i и;

К

рИрятвми на предупреждение воздействия загрязненной среды на Недвижимости; двумя ни ли ми затрат, указанными в пп. А и Б.

 

Организация и моделирование массовой оценки недвижимое* i и

 

 

Система массовой оценки недвижимости: структура и основные цып. Структура базовой «оценочной» модели и ее основные виды, С пые статистические характеристики многомерного регрессионном лиза ( MP А) в моделировании массовой оценки недвижимости

 

Организация массовой оценки недвижимости, обеспечивают» И Щ новление ее налогооблагаемой стоимости, в максимальной мер! ПрИЦ женной к категории «рыночная стоимость» недвижимости, создает щ ву реализации эффективной фискальной политики. Проведение \ крупномасштабной оценки недвижимости на основе рыночной М#1 логии позволит снять существующую «деформацию» налогообляГщ стоимостных характеристик объектов недвижимости, исчисленный НИ| их «инвентаризационной» стоимости, обеспечить равновыгодные у *'МИ(| налогообложения для всех владельцев недвижимости.

Массовая оценка недвижимости важна и для соответствующим И1Н( дарственных структур как представителей собственника нсови.т н мм» Ш (государства) при реализации вещных прав собственники (продажу * I • дача в аренду или срочное пользование и т. п.).

 

 

□ 15.1. Система массовой оценки 1 недвижимости: структура и основные функции I

 

Индивидуальная и массовая оценки недвижимости не ми пню и и нн$Й мозаменяемыми. Каждая из них имеет свою область применении

Массовая оценка — это одновременная оценка большой группы и0в| тов для налогообложения или для управления государственным М мвИ! мым имуществом.

Индивидуальная оценка - это оценка отдельных объектов недв мости при реализации той или иной сделки с этими объектами (мрин залог, аренда, дарение и т. д.).

Массовая оценка недвижимости базируется на тек же .трек осмия ни методологических подходах, что и индивидуальная! - эатратиоМ| лЩ и рыночном. В Крупномасштабность по охвату числа объектов недви-♦м mi при их M5E кассовой оценке предполагает широкое применение со-|МИыч средставв: аппарата моделирования (в том числе экономико-ма-^IHiWKOro) и ^^компьютерных технологий.

Р1ВОВМЯ оцеш-з:ка недвижимости основана на стандартной методике, Вря§ унифицигхгзовала бы процедуру оценки большого числа объектов. мТЫВаемые для массовой оценки модели должны отражать струк-ftlpoca И 1 1релщложения, характерную для группы объектов собствен-I и ме ДЛЯ отд"дельных объектов. При массовой оценке для определс-В*'1ИЧИН ОТклосэнений во всех продажах используются статистические

 

• • •••• большая ш чжтъ полученных результатов попадает в заранее онре-

♦* ИЧИИ.1Й дианд-пазои среднего отклонение от реальных цен продаж, ТО РВЧи ню провешиеденной оценки признается приемлемым. При этом на ■ ныч объект .Tax недвижимости внимание не концентрируется. Например, в С С- UJA в соответствии со Стандартом анализа относитель-| МИВВ hi гелей ооценки стоимости объектов жилой недвижимости! уста-|йВИО| ЧТО коэфффициент дисперсии (отклонения) расчетных значений ШМнетИ ПО отремте (группе аналогичных объектов жилой недвижимое⁰ N1 МВДИВННОГоо (среднего) ее значения не должен превышать 15%, а в ■IBB Моных объ^ектов -10%. Единообразие результатов оценки доход-I и. нннжн мостил* в пределах страты установлено также коэффициентом ^И: t^!: ии НВ урон вне 15% или менее для крупных городов и 20% - для 00-М»МВ Населении тых пунктов. Критическое значение коэффициента дис-• ИИ дни ВНВЛИПЗа качественного уровня массовой оценки объектов не* РВИМИОТИ нрингнято в пределах 20%.

Мм» ♦ ими и ОЦеигнка, как и индивидуальная оценка недвижимости, явля» ►В нрнВЛЯДНЫМ в экономическим анализом. В основе этого анализа ЛС« Mtt • • ми I мчесш'Кие методы сбора, анализа и обработки информации ДЛЯ И1МИЯ оПосноованных результатов. На рис. 15.1 показаны пять основ о»мн|| миессювой оценки недвижимости. Четвертый этап процедуры ВМ Мреднолшагает не только формирование структуры модели сгоимо I НВЯВМжиМоепти, но и калибровку этой модели. Последняя может ин-ЙН^нроватьотя как корректировка, доводка или поправка структуры ИМ Нпсродс! I твом ввода в нее соответствующих коэффициентов, отра-HBIBtA ОТОИМоостные и качественные характеристики вклада того или • фякторя li стоимость недвижимости. Например, калибровка моде НрИ НУМольэошвании затратного и доходного подходов оценки недви-^{111 и}редполппагаст определение затрат, ставок, доходов и других по» Нвй на оси© ове анализа рыночной информации. fl^|HNNpBKTN4c=ccKOft реализации массовой оценки недвижимости необ-ЙИМ§ Нриирдыцние научных исследований и экспериментальных расче-[I " ^|,,<и и» в, эти исследования о помощью разработанного модель-рнПегшечсмищя миисопой оценки недвижимости могут по нюни и. опре

 

2. Предварительное обследование и анализ

3. Сбор информации, анализ рынка, анализ варианта наилучшего и самого выгодного использования

4. Построение и калибровка модели
*                                                                                               

5. Тестирование модели, контроль качества и уточнение полученных ре

Рис. 15.1. Пять основных этапов массовой оценки недвижимо* «и

делить размеры фискальных параметров имущественного н1ЛигооШИ| ния в общей системе налогообложения в территориальном palpate И { сновать дифференциацию ставок налога на недвижимость а шин» нми| от целевого ее использования и уровня благосостояния и.нмнонмяН) и гика. Особое место в этих исследованиях должна занять aptwypHttl недвижимость (сельскохозяйственные и лесные угодья, рекреационные Я сурсы, месторождения полезных ископаемых и т. п.), что позвониt » I мировать предложения по установлению эффективных (о позиннй И ственника и пользователя природных ресурсов) ставок рентного няяи| обложения.

Представленный на рис. 15.1 процесс массовой опенки как oot'tHMl тельность пяти основных этапов этой оценки должен рсиаизовмва? системе массовой оценки недвижимости (СМОН), которая долшИ! v встроена в структуру налоговой службы* Конечной целью ной • и I является не только сама массовая оценка недвижимости, но и Mpakffl екая реализация фискальной функции в яспекто налогообложения Шщ

 

1. Постановка задачи t

Общие характеристики

 

Экономические (региональный уровень)

 

Социальные (региональный уровень)

По окружающей природно-антропогенной среде региона

Административно-правовые

(общегосударственный и региональный уровни)

I

Характеристики размещения объекта

 

По земельному участку

По непосредственному окружению объекта недвижимости

По зданиям и сооружениям (улучшениям)

ЭкомомиЧДОЦЙ

характеристики шГ недвижимой?!!

По затратам По продажим

 

По дохо/ \i iM и расходам

III И Нисдение в действие Федерального закона «О государственной Р paUHIf прав на недвижимость имущества и сделок с ним» от 21 июля f I Щ 122-ФЗ не только создает прочную правовую базу для реализа-IИмущественного налогообложения, но и в определенной мере легали-[ Информацию по конкретным объектам недвижимости, что особенно |ри ми СМОН. Необходимо учитывать, что основная информацион-[нриАаема состоит в том, что в условиях высокоразвитого «теневого» па Неаиижимости стоимостные показатели по сделкам с ней, зарегис-■ркяинные а соответствующих учреждениях, не могут быть использо-(р КАК Основа для проведения оценки налогооблагаемой стоимости MpH'tHH о объекта недвижимости. Введение данного закона о регист-рИ ирни на недвижимость эту проблему не решает. Проблема гораздо } N • мубжер может быть решена лишь при совершенствовании всей •мы ниаогообложения. Одними из важных функций СМОН должны и яфн а ь фование» и соответствующая корректировка легитимных сто-iMIMH Показателей по недвижимости в процессе ее переоценки, [рмееим Достаточно богатый зарубежный опыт в области массовой »И IH 'инок и мости. Важную роль в проведении научных исследований, ■Мнении квалификации специалистов, унификации процедур и стан-ИВ мне мки недвижимости и обмена опытом в этой области играет ■ИННфодная ассоциация налоговых оценщиков. Один из важнейших |ЙНВ| сделанных этим международным сообществом, заключается в | ЦМ1 Перманентная оценка недвижимости, наряду с обеспечением фие-|ИМ1 Требований национального налогового законодательства, явля-|| И п.моем достижения наилучшего использования национального (Во iHa Ив менее важен и тот факт, что перманентная оценка недвижн­ей ни мюаие I избежать значительных колебаний ее стоимости при пе-Циче* м«и переоценке.

М» • "01чг( кой основой оценки налогооблагаемой базы недвижимое-(Имве t»»• моделирование либо рыночной стоимости недвижимости, либо [МИНИ (арендного) дохода от недвижимости.

Мнвниеимо от уровня компьютеризации массовой оценки недвижи-ЦМ мру муру СМОН можно представить четырьмя основными вэаи-рМИМииами подсистемами:

op* иннзйционно-административная подсистема управления процес-р именам и налогообложения недвижимости;

IHmmh'i п'мл анализа и идентификации информации по отдельным ви-щ шммишимости;

* ио»|1'Ишема украинский информационной базой;

♦^м»И1'Имема определения стоимости недвижимости. I'пиридине СМОН должно формироваться по территориальному при* (Hi N tin принципу открытой системы, т. е. с учетом возможности ее Ц-ряиии как по горизонтали, так и по вертикали (обмен информацией РИ|рй^М|П1ИСТратнаио-1срритор1Н1ЛЬИ1ИМИ слиницами_г агрегация иифор-

 

 

мации и т. д.). Принципиально важным является то, что эта ОИОТЖЯ на рассматриваться не как административно-командная, а КВВММЦ ториальная оценочная система должна иметь соответствуюШИв |*1'И§ ные правомочия в решении конкретных задач территории В ЧВ1ЧИ Иц ственного налогообложения.

Организационно-административная подсистема должна HIjHM* г^? «выхода» СМОН на налогоплательщика (подготовка налоГОВМВ Ґ Щ извещений о результатах оценки недвижимости и т. п.) и коорлиЩ функционирования всех других подсистем. Любая процедура Нр| мая в рамках организационно-административной подсистемы, HyflJ в привлечении информации других подсистем и, наоборот, рСЖИм фу(щ нирования той или иной подсистемы требует соответствующей |нч ИЯЦ рующей информации от организационно-административной ПОДМИИЩ

Принцип открытости СМОН реализуется в ее публичнООТИ И Я ности аппеляций налогоплательщиков. Эта демократически" ФУИкЖШ стемы в рамках организационно-административной подсисп'МЫ| Htj мер, при рассмотрении аппеляций требует информацию О СИНИМИ! параметрах соответствующих объектов недвижимости. PciyJtMWM | ляций должны быть учтены при корректировке стоимости неами#Щ ти, изменении исходных данных и пересчете статистических НИМНИЯ Результаты рассмотрения аппеляционных жалоб могут окатам* и-»нц на другие составляющие организационно-административной ЮДМИИ! например, на подготовку налоговых ведомостей, составление НВЯИИ счетов, планы функционирования СМОН и многое другое,

Подсистема анализа и идентификации информации но о1Л4»чм*ММ ( дам недвижимости должна состоять из компонентов, оИгин чмвявц анализ расчетных показателей и составление сводных pecv tpoM *щ Анализ расчетных показателей - это результат функционировании Щ стемы, который можно рассматривать как обобщенный паряМВТР!И|| троля и обоснования очередности проведения переоценки нелмнянмяи корректировки ее результатов по состоянию рынка недвижимости

Анализ и идентификация информации по отдельным видим ииЦ мости должны базироваться на результатах расчетов, получении* и | системе определения стоимости недвижимости по территории И МВ( ве параметров объектов недвижимости, хранящихся в подсис1ВМВ ($Ц ления информационной базой. Результаты анализа могут п< нмньиимН) в подсистеме определения стоимости недвижимости для проверяй til ели различных методов и процедур оценки.

Подсистема управления информационной базой должна и! и • нвимяв сбор первичных данных, редактирование, обработку, а также ирмнМЦ| конфиденциальность информации об объектах недвижимое!и и нряВ| дения ею. Эта подсистема должна стать общим информационным *ф|

.да ментом» СМОН. В ЭТОЙ СВЯЗИ необходимо СОбЛЮДВТЬ ВЫСОК ИВ фР§|

ния к исходным данным, к их достоверности.

I нмииые источники данных:

1Цр^ждение юстиции, которому согласно вышеуказанному закону §Вмм проводить регистрацию всех сделок по недвижимости; ♦ нрииочпая, нормативная и иная вспомогательная информация. |»м мнн.ку сбор и обработка информации в СМОН - весьма дорогос-Шф мероприятия, необходимо на стадии проектирования четко обо* И М< Перечень необходимой и достаточной исходной информации и ■МИТ Ь Те параметры объектов недвижимости, которые можно рас-йнии I и как избыточные и несущественные в аспекте проведения их ЙВнИ ОЦВНКИ. Принципиально важным здесь является то, что объек-| ИВ #уществует универсального и единого перечня параметров объек-■ДВИЖИМОСТИ для той или иной территории (города, поселка, сельс-ИВЙ» иич hi их угодий и т. д.). Например, нельзя воспользоваться пе-

*М НУЯОДНЫХ данных, приемлемых для массовой оценки недвижимости рИН*⁴. При проведении такой оценки для провинциального населен-I НУМй 1й. Необходимо учитывать особенность структуры недвижимо» I^й I КОГО территориального образования при проектировании СМОН. Мм и и* I Iм» определения стоимости недвижимости должна реализовы-Вяit. in НОВНЫе методы оценки недвижимости: затратный^ доходный и 1ИМн<1 ВрВВИения продаж.

If*Щ,Вра пнения продаж в массовой оценке при наличии достаточно ИМнТО рынка недвижимости предполагает широкое применение аппа-

Ини» щрования, в частности, множественного регрессионного ана-I И |*яи Специальных методов моделирования таких, как адаптивная

И (Процедура обратной связи).

Ь мм> и. mie 'нитратного метода оценки недвижимости должно бази-|wB ИВ автоматизированном расчете полной восстановительной (за-КМвЙ) етоимости, износа зданий и сооружений объекта недвижимо-$Ирвделения на основе рыночных данных стоимости соответствую-ЙИВЯМШХ участков (прав собственности или арендных прав). В Применения доходного метода в массовой оценке недвижимости WHM расчет коэффициентов капитализации и валовых рентных мно-' ^м (мультипликаторов) на базе анализа рынка доходной недвижи-Ирм мом предполагается возможным идентификация рентного

■ |Вмтмин о или чистого) по соответствующим типам доходной не-

 

Меченные результаты оценок недвижимости по трем указанным ДИНнлйм необходимо согласовать. Важная роль в принятии решс-Икннчлтельной согласованной оценке налогооблагаемой стоимос-ИМв недвижимости принадлежит налоговому оценщику, который

■ НМВСЬ высокий уровень квалификации и обладать богатым прак-ММ опытом и области оценочной деятельности. Мнимые функции ( МОИ; |Инндичвеквя переоценка недвижимости;

1в#1мвритвция объектов недвижимости;

• ежегодное обновление и подтверждение значений налои шОин» # стоимости по объектам недвижимости.

Указанные функции СМОН позволяют рассматривать ее ник НИИ но действующую систему с наибольшей активизацией ее деятежП( период переоценки недвижимости.

Периодичность проведения переоценки должна предопрсдеЛЯНйМ намикой изменения цен на рынке недвижимости, что являетоя слейМ влияния многих факторов (состояние макроэкономических нрпЦИ изменения законодательства, развитие социальной и инженерной ЙЯ структуры в регионе и т. д.). Процедура переоценки недвижимое IH 1щ ципиально должна отличаться от проводимой в нашей стране Я годы переоценки основных фондов, поскольку:

· ориентация СМОН на определение налогооблагаемой CWHUi объекта недвижимости на базе его рыночной стоимости ИОКЛМЧВВР1 менение каких-либо стоимостных индексов, «спускаемых смерчуи |»lf | комстата России, Росземкадастр и т.д.);

· введение налога на недвижимость должно стать прерога мои»Й I ных властей, и решение о сроках и периодичности проведении 1ЩЩ ки недвижимости должны принимать региональные властИ| НО и Й мере, на уровне субъекта Федерации.

Например, в ряде штатов США некоторые местные пли о и миля I бы используют непрерывный график, по которому ежегодно ирнЦ инвентаризацию и переоценку части объектов недвижимости, ил чоНВМщ на их учете, хотя в основном налоговые службы используют неринщ кий график переоценки (каждые три-четыре года).

Переоценка налогооблагаемой стоимости недвижимости ДИЛВН1|| водиться на основе рыночной методологии.

Инвентаризация объектов недвижимости позволяет ИСКЛЮЧИ I •« ^т *Щ ность ухода от налогообложения вновь созданных или pCKOHCi руирв ных объектов недвижимости, поскольку права на недвижимо! и |^1И рируются в явочном порядке со стороны потенциального flpaantlfWi ля. Не исключается возможность расхождения фактического ВН(Ц недвижимостью с юридически оформленным.

В зарубежной практике налоговых служб независимо ОТ мчи, MB ставлена система контроля и регистрации недвижимости, оЛЛИШММ вентаризация ее проводится в установленном порядке. Цел МО TBB1J вентаризации является подтверждение регистрационной иМформЖИЯ налоговые инспекторы проводят регулярные рейды по выявлении Щ генных изменений по наличию недвижимости. При этом ИСПОЛИУИЯ только стандартные приемы обследования, но и данные язрофнМЦМ и сведения, полученные из налоговых деклараций. Для росеИ(ь **иа) вий такая перманентная инвентаризация весьма актуальна и > ш мщ уровня системы учета и регистрации недвижимости и, наобо|Ш|Я

ШИН и и среди чиновников, ответственных за земельный отвод, регист-Урн проведенных строительных работ и т. д.

fc*>M мдн«м* обновление и подтверждение значений налогооблагаемой сто-Ер но объектам недвижимости необходимо, чтобы обеспечить режим ■рВМИОИИрования в реальном времени. Постоянное отслеживание из-рннм ней на рынке недвижимости, анализ состояния рынка для выяв­ив «ВИДенций по таким характеристикам, как тип объекта, размер, Положение, возраст и т. п., и введение соответствующих корректо­ре налогооблагаемой стоимости недвижимости - вот основное содер-ре ЛЯННОЙ функции СМОН.

 

ж □ 15,2. Анализ рыночных данных I и подготовка их к моделированию ® стоимости недвижимости

 

(формулированных выше основных этапах массовой оценки недви (НИ Первые три включают проведение статистического анализа дан-I рММВВ Недвижимости, результаты которого используются для пост-■ И калибровки «оценочных» моделей. Этот анализ оценщик дол-Ир'»В|1ДИТЬ на основе выявленного наиболее существенного признака ■рНЙ) Сравнения объектов недвижимости, формируя страты рыноч-нин и по сделкам с недвижимостью. Под стратой понимается мас-•BIHB Недвижимости, классифицированный (сгруппированный) по ЙИбо существенному признаку (микрорайон, форма собственно-IBBoe использование и т. п.). Каждый массив (статистическая вы-I рММОЧНОЙ информации по сделкам с недвижимостью по соответ-Ж * I рлте должен быть идентифицирован, по крайней мере, следу-ПТИОТИЧескими характеристиками: медианой (либо средней гИчввКОЙ), минимумом и максимумом, вариационным размахом РВНиюиом (табл. 15 1)

Цена сделки, у.е.

Таблица 15.1 Ммесив рыночных данных но сделкам с недвижимостью _Г1Щ дунпвные статистические характеристики

6000 7500 8000 8500 9500

10 000

11 000 11 500

¹ * tы недвижимости

ьГ

2-й 3-й

1Й 3-й

6-й

Медиана - 9000 Размах N500

7-й и II

Минимум 6066;'" -Максимум 11 500:

ISO

Таблица 15.3

ЦяННТИое распределение объектов недвижимости но их состоянию

Виды состояния объектов недвижимости

НМИКОС

Число объектов недвижимости

РЯивир i in фительное

Iищи >

Iffy И * mi минее

160

Такое статистическое описание массивов рыночных данимя мо для небольших по размеру статистических выборок, а ДЛЯ Пи представленные в табл. 15.1 статистические характеристики мин фикации рыночной информации малоприемлемы и, самоа ГЛВВИИ|| содержательны. В этой связи для отражения особенностей ВмрнгмЩ го ряда (статистической выборки) наряду со средними величинами! ряда целесообразно отразить и показатели вариации. Это ир^Щ для количественных параметров объектов недвижимости (ЦСИ1 площадь, год постройки и др.) определение статистических ним центрального момента (тенденций) и дисперсии. К этим ПОК»пй| математической статистике относят медиану и среднюю арпфмеНЦ! среднее линейное отклонение, коэффициент дисперсии, срсднемимр^ скос (стандартное) отклонение, коэффициент вариации. Проилин применение этих статистических характеристик на следующем при

Пример. Предположим, что имеются рыночные данные ПО и SO индивидуальных (семейных) домов по одному загородном! Используя эти данные, построим интервальный вариационный |ЧЦ няв колебание в ценах продаж равным 20 у.е., определим ОСИОКНме ( стнческие характеристики этой выборки (табл. 15.2). Припеденим* | стнческие характеристики свидетельствуют о весьма ВЫСОКОМ м*И используемой статистической выборки, в частности, коэффимнеН* Mpj ции, определяемый как отношение среднеквадратического OTKiHIHBJl средней цене продаж, составляет 5%. Последнее означает, кто V, 1йЧ|1 даж данного массива имеют лишь 5%-нос отклонение ОТ орВЛНиН ( продаж.

ГАбИМИ*  I

Массив рыночных данных по продажам индивидуальных ' (семейных) домов и основные статистические характеристики

 

2 Цена продажи, у.е./м		Количество и pi ним-
440-460		1<Г
460-480		10
480-500		10
500-520		10
Средняя цена продажи - 474 у.е.; Стандартное отклонение — 23,6 уд Коэффициент вариации - 5%.	среднее линейное отклонение 2 ум сред 11С к на драп 14 ее кое ОТКЛОНСНИС Я

Качественные параметры объектов недвижимости (фи игнччмцfHit янне, внутренняя отделка, вид строительного материала длв шеи, ИМЯ ровка санузла и т. п.) при анализе рынка недвижимости удобно мрмм| лять о помощью частот распределений вариационного ряди, пнмнр! или диаграмм. Частотное распределение объектов недвижимой и щ состоянию приведено в табл. 13*3. Этот же Пример проиллннчрнрнмн

форме ГИСТОГримМЫ hb рис I Y2.

% 140

120

Ј со q

¹ 100

CD

8

80 60 40 20 0

I            II  III  IV  V

Виды состояния объектов недвижимости

Рие, 1Я.2. Гистограмма частотного распределения объектов недвижимости по их состоянию

и| репные статистические характеристики отражают распределе­ниями он недвижимости в статистической выборке по одной перемен-|НВИВ продаж, площадь, состояние или местоположение и др.). ИВНяв цель массовой оценки недвижимости - моделирование ее ■ИИ* t и в ы иисимости от множества факторов. В этом случае стоимость 1нфнми1 in валяется зависимой переменной от соответствующих не-РМйМЯ Hi i н'меппых. Если предположить, что имеются рыночные данные |ИВИМ е Недвижимостью, то появляется возможность элиминирования и и .hiи) влияния каждого рассматриваемого фактора на стоимость не-1ИМ1И*» и в Помощью построения адекватной модели стоимости.

♦ Фмемме «оценочной» модели на базе анализа рыночных данных НИ ИТ нримеиаемого методического подхода к оценке стоимости не-pMihm и При затратном подходе факторы предложения на рынке не-1имнвiИ базируются на принципе замещения, а следовательно, калиб-■ минами проводится, исходя из анализа состояния рынка строитель-(М^вмнын работ и материалов с учетом сложившейся нормы прибыли рРВМнороа (застройщиков). Калибровка модели факторов спроса (ме-рНшвние, сложившийся порядок исчиолвния износа и различные

рыночные поправки) отслеживаются по изменению коньюнктурм |Щ

недвижимости.

При сравнительном подходе калибровка модели проводи и м ММ ве анализа рыночных данных соответствующего регионального (*1 недвижимости в соответствии с принципами оценки: спроса И MpBtMl ния, вклада и замещения.

При доходном подходе для применения метода прямой NBIMttl) ции в моделировании стоимости доходной недвижимости OCHOBHfll ча при калибровке модели состоит в выявлении ставок капитали ииИЙ базе анализа данных по рынку недвижимости. Дисконтирование 'ИИ ных потоков требует также дополнительной информации И Ив ИЯ рынкам (например, финансовому).

Независимо от применяемого подхода при моделироваИИИ мяннВЯ оценки недвижимости требуется применение многофакторИМ! и Hi стических методов: многомерного регрессионного анАЛИ 1В| ВМВМНВВ ной алгоритмической процедуры обратной связи, позволяющей 0ДИМй|*М1 но проанализировать влияние всех рассматриваемых факторов (ИМЯ*** мых неременных) ия стоимость недвижимости.

Все параметры, характеризующие объекты недвижимо» i п. мнфим I разделить на две основные группы: количественные и каче< интип •

Параметры первой группы непосредственно вводят в модель в Щ стве независимых переменных (общая или полезная площадь, |0 tp*H4 ния, количество спален и т. д.). В определенных случаях на и» мвИИ «промежуточное» преобразование количественных параметров В Я ственные с последующим восстановлением их количественною *м#И ния и ввода в модель. Например, рыночные данные о возраст* шннН | ла могут быть классифицированы по группам (1-0 10 лет; II III - 31-50 лет; IV - больше 50 лет), а далее эти возрастные f рупнм ИЯ будут введены в модель с помощью относительных (нормировании» Н ловых значений.

Параметры второй группы отражают качественные ХВрякТВ |**н * объектов недвижимости, их полезность и привлекательность (МАв • * и требуют определенных преобразований для ввода их в модель В И стве независимых переменных. Независимые переменные МОГУТ пм*В I образованы путем идентификации качественных параметров С ннМИ| бинарных и скалярных (действительных) чисел.

I«Пиния Ml

Наличие автостоянки

Качественные параметры офисного здания

Физическое

Транспортная доступность к зданию

Имеется на 20 автомобилей Имеется на 40 автомобилей Отсутствует

Плохая Средняя Хорошея Очень хорошая

Ния

Плохое Удовлетворитен мм

Хорошее Отличное

Нин-" i» Качественный параметр офисного здания (см. табл. 15.4) -МНИИВ автостоянки у офисного здания» можно закодировать двумя би-Цшмм ииелами (переменными): «имеется автостоянка на 20 автомоби-

Ш ИЛИ I); «имеется автостоянка на 40 автомобилей» (0 или 1); и «ав-

ИИВВ отсутствует» (0 или 1). Таким образом, появляется возможность ■BHHtb I модели вклад в стоимость офисного здания наличия автосто-Ш ИВ ДО ИЛИ 40 автомобилей и потери его стоимости при отсутствии ним < 'гоимостное измерение этого вклада (или потери) происходит в ItofH⁴ калибровки модели с помощью «настройки» соответствующих

f I пниМИ юи при этих бинарных переменных.

IBi^i I м>-1иI ыс параметры преобразуются с помощью скалярных чисел ЫНижнму, отражающему относительную ценность или полезность j§Mft * рИВВВМОГО параметра. Так, в табл. 15.4 физическое состояние офис­ными И и «анодировано следующими категориями: «плохое», «удовлет-■НВйМн'<'>>• «хорошее» и «отличное». На базе анализа рыночных дан-Бвямн* чиоленно идентифицировать относительную значимость ука-■Н ИВИГОрий физического состояния офисного здания, например: рви ( 1,2); «удовлетворительное» (- 0,5); «хорошее» (0); «отличное» (1). |цннм УЯучае числовая идентификация происходит по трем категори-ШМОВВ, «удовлетворительное» и «отличное», так как числовое зна-§10» инкнорип «хорошее» принято равным нулю. РВШВННВ в модель скалярных переменных позволит сократить число ■Иншых переменных и массив рыночных данных, необходимых для ррммм! модели. Необходимо учитывать, что скалярные переменные доннмшмч моделей базируются вокруг их нулевого значения и вок* ЯИНИНМ ДЛЯ мультипликативных моделей. Для повышения эффек-♦ и вялибровки моделей возможно применение специальных мате* МВФНЯ преобразований для количественных параметров (переменных) Щ г пин недвижимости:

ИЙ|и1»мог (деление единицы на заданное число); ^§Н»Нмменцивльное (возведение в степень заданного числа); мНмврнфмическое (логарифмирование заданного числа). ННВМш ические преобразования количественных переменных позво* if ни • ыии 11. нелинейные зависимости в линейных «оценочных» моде* j Например, в линейной модели можно учесть нелинейное влияние из* Шн* рвущей доходности на стоимость доходной недвижимости, (ив ямявлония взаимного влияния количественных и качественных ЦНмрнв объекта недвижимости используются также мультипликвтив* I нрвнпри и т.! н ни независимых переменных. Например, современная PfMMMBB отделка офисного здания («евроремонт») может внести РрШН hi* ми/I и I юимость крупного здания выошей категории качества, t==!tf ничI, небольшого по размерам здания низкой категории Та I |мянмнвлиямие можно учесть и моделировании посредством мул ь* риввшимыя преобразований переменных в линейных моделях (пере-

law*.

умножение количественной и качественной переменных). АналогИЧИй! водят также дробное преобразование посредством деления ОДНОЙ Щ менной на другую (например, средний размер комнат определяем * *К|

нием площади на число комнат).

 

 

□ 153. Структура базовой «оценочной* модели и ее основные виды 1

 

 

Базовую оценочную модель можно представить следующим offptfj

v=v_b+v_n Z:«2 fTlM

где V - стоимость объекта недвижимости; V.- стоимость здания (сооружения); V_l - стоимость земельного участка.

 

В условиях рыночного равновесия эту модель можно fipivn »ЯЯйЦ

несколько ином виде:

I                                                         ^У ь=Рь'*ь> :Л»ьЗ                               |И

 

где р. - цена единицы площади здания (сооружения); S. - площадь здания (сооружения); р. - цена единицы площади земельного участка; Sj - площадь земельного участка.

Суммируя составные части модели (15.2), получаем:

 

Модель (15.3) линейна и аддитивна и свидетельствуем о TOMi Ml и имость зданий (сооружений) можно определить отдельно ОТ BtHMUi самого земельного участка и что стоимость каждого из коммонеНМ«В(| мости недвижимости прямо пропорциональна его размеру**

Если продолжить рассмотрение аддитивности стоимос мп.и *омнн( тов объекта недвижимости, то можно структурировать также HtMtMi здания (сооружения) V_h по отдельным к-м элементам [// (фунияМЯ перекрытия, отделка и т. д.). Что касается «земельной coci иилвннняй имости недвижимости, то теоретически ее также можно отруктурнрЦ поэлементно, но практически стоимость земельного учвстМВ и м-но * ни ного) всегда количественно зависит только от его площади либо и» фрц тальной длины.

В таком виде оценочная модель с рыночных позиций отряФня! щ цию предложения. С позиции функции спроса необходимо учим*» щ pb И Имчоство того или иного объекта недвижимости, так как в зависи-РИ о г Изменения этих категорий определяется и изменение его стои-

 

Нведем а рассмотрение соответствующие качественные параметры, ррИмнии* на стоимость объекта недвижимости: «внешний» /-й каче-■НИМИ параметр (фактор времени, ссудный процент, уровень развития МЯИЬНОЙ и инженерной инфраструктуры, стабильность и предсказуе-llli мконодательных норм и т. д.); Qj - качественный у-й параметр, ■ •ечиинюиии'! полезность здания или сооружения (качество постройки, рйИ| физическое состояние, эффективный возраст и т. д.); Qf- качс-|рииыи параметр земельного участка (форма и рельеф участка, интен-ptMHi. транспортных потоков, экологическая эстетичность и т. п.). ftpVBiypy застройки каждого объекта недвижимости входит не только Раним здание, но и дополнительные сооружения (например, склады, Им, баня и др.). Обозначим эту дополнительную стоимостную со-^ИЙМИУю Как Vb+\. Введенные дополнительные обозначения п03в0ля-

N

V-f [Qi

(15.4)

РфМуЛИровать общую оценочную модель:

 

[7 м ,	К А		(F 1
UQj	•ivt	+		У\
	Ы t				Л-1

прмн/мпострируем модель (15.4) на примере оценки загородных кот-ИИ При зтом для компактного рассмотрения условного примера не-|Нй упростим структуру этой модели:

 

(15.5)

• ими. 11, коттеджа V _ь по определению равна произведению цены ■МИННОЙ площади (v^A) на полезную площадь (SX а стоимость земель-IfMacln" (I)) равна произведению цены одной сотки земли (v') на пло-I еемамыкмо участка (S₍). Тогда Q_{ коэффициент поправки на пре Минь И зкологичность загородного микрорайона размещения оце-ИМою коттеджа; Q^b - вектор качественных характеристик коттеджа ■Мм » I йжность, категория - строительный материал, водопровод, газ, Hi мни'мки); Q - вектор качественных характеристик земельного уча-Минин рафия земельного участка, транспортная доступность, нали-римрма чин купания и леса для отдыха).

it

циова анализа рыночных продаж и емстно-строительных расцС" Рйижиишихся в рассматриваемом регионе, можно сформировать таб-♦ *И1 количественных и качественных показателей по оцениваемым ■ЙМШ (тябл. 15.5).

рмнявив значения табличных показателей для л-го загородного кот-| и MoitPiih (I 5,5), можно оценить его стоимость*.

P»l_t9II₉05 • I 0,8 1,1 • (6250 ■ I Ю) н i.i |,2 . 1,3 >(7300'20) + | 25 ООО] ■ 1418 170 Ш 1420 ТЫС* руб.

Оценка стоимости я-го загородного коттеджа получена о учвиЦ! ее аддитивных составляющих и мультипликативных ее попримов Щ оценка может быть проведена по всему множеству п оценинвомм! { родных коттеджей. При необходимости оценщик дополнительно щ корректировать все рассматриваемые коэффициенты калиброиии мМ| стоимости.

Эти коэффициенты не являются экзогенными параметрами MO'tMti эндогенные переменные, числовые значения которых «нвстрВММИ9М в процессе моделирования и анализа полученных резуЛМйШВ N*

Лирования.

В конечном счете, результирующая модель оценки стоимости IV | ном случае п загородных коттеджей) должна быть деструктурщ м «иний» \ разложена на составляющие компоненты стоимости и представ чммй я М набора таблиц, удобных для восприятия, в первую очередь, ДЛИ н*Щ

плательщика и других заинтересованных лиц.

I ill н| |П|Й II

Показатели (характеристики)

Количественные и качественные показатели л-го загородного ihhimiI при массовой оценке (цифры условные)

Ко'мЬфмнмяИ?

Мним., мп ill

20 соток 140 м² 5 лет Хорошее 2

Ниже среднего Ровная Хорошая Есть

Престижный и экологически бла­гоприятный Есть

Значение показателей (характеристик)

7S001. v0 Щ 6230 pvOVm¹ I

и

1,05 0,8

и

1.2

Площадь земельного участка (Si) Площадь (полезная) коттеджа (St) Возраст коттеджа (^ Состояние (Q*) Этажность коттеджа^б/ Категория (класс) коттеджа(<2^ Топография земельного участка(^ Транспортная доступность (Q) Наличие водоема для купания и леса для отдыха {Q )

Загородный микрорайон размеще­ния коттеджа (Qj)

 

Хозяйственный флигель (Vb+i)

23 000 |ty(l

Такие расчеты необходимы, так как владелец недвижимонщ понять, почему налогооблагаемая стоимость возросла, и четки varti влияние конкретного фактора на рост стоимости его собспичжнИИ I пример, рост стоимости может произойти вследствие улуЧШВНИВ t|M портной доступности в результате реконструкции дорог и улучшений !f| фика работы общественного транспорта).

Общая оценочная модель (15.4) содержит как аддитивиыВ| ТН И КИ типликвтивные компоненты. Характеристики» отражающие колнче| llBpHMi I ри, суммируются, а характеристики, связанные с качествен-н* нвряметрами, перемножаются. Иначе говоря, когда определены зна-рВ иСмИМООТИ здания (сооружения), земельного участка и дополнитель-|*У*ений, итоговая сумма умножается на произведение «внешних»

1нв#ННМх параметров.

Формулированную структуру общей оценочной модели следует рас-|рнии и. как базовую, на основе которой можно реконструировать бо­мжи, иную структуру модели. Немаловажным обстоятельством в Ними о упрощения является возможность проведения вычислитель-i и* чур. Иногда для модели (15.4) нельзя применять линейный и рИИЫый множественный регрессионный анализ, поскольку компонен-(МИ Мочсли не всегда полностью аддитивны и полностью мультипли-|1ВМВ| И ной связи можно использовать упрощенные структуры моде-||ИИИ1 ивиую и мультипликативную. Эти структуры модели позволяют НИВ вполне удовлетворительные результаты. ■ИИ i и hi и и структура модели при применении метода сравнения про-HiHiet быть представлена в следующей форме:

 

К= Ь. + 6.ЛГ. + bJC, + ... + Ъ X ,                                                       (15.6)

О   II   2 2                 п п

 

• расчетная рыночная стоимость недвижимости;

hi А* независимые переменные (общая площадь, число комнат, транс­портная доступность и т. д.);

* Константа в денежном выражении;

t коэффициенты при независимых переменных (п - число независц* mux переменных).

РРЙ модели рыночная стоимость недвижимости рассчитывается как fftHBB величина, без ее дифференциации на компоненты стоимости ■ИМ и учаотка и здания. Такая модель, обладая строго аддитивной H^0|W, вес же допускает, введение мультипликативных и нелиней-Премии ных. Например, в качестве переменной можно выбрать про-МИВ общей жилой площади здания на показатель его качества, пред-|яя 1ЯЮ1М образом, что единица жилой площади в домах хорошего N ДОШИВ оцениваться выше, чем в домах среднего качества. При-ItB ИВЛИиейной зависимости квадратный корень от площади эе-Щ и участка. Можно воспользоваться целым рядом преобразований

BI рои oftt.ru | он недвижимости: перевод качественных параметров В

имя и < кнлярные переменные, отражение нелинейных и совместных Пинией количественных параметров с помощью обратных, экспо­ртный, логарифмически^мультипликативных и дробных преоб-МИИ Мее это позволяет использовать структуру'аддитивных оце-|110двлей и получать удовлетворительные результаты.

РИНИНЛИКВТИВНаЯ структура м о дои и при применении МВТОДВ ерап~

IМриднж может быть представлена в следующей форме:

Ш * и \

 

 

где b_Q - константа, отражающая удельную стоимость единицы площади; X. - бинарные качественные переменные (0 или 1);

Ь. - коэффициенты, отражающие наличие или отсутствие еоотис и i иуимиВ|

раметров;

X. - количественные либо скалярные переменные;

Ъ. - соответствующие переменным X. степенные показатели.

 

В структуру модели (15.7) можно ввести мультипликативнмффмм шения, однако учет аддитивных компонентов и отдельное элимимнрц ние стоимости земельного участка и здания (сооружения) выэывявн ( ределенные трудности. Для преодоления этих трудностей следуяi ее* в модель соотношения, отражающие взаимосвязь земельного учяив здания (сооружения) посредством соответствующего коэффициент Щ ношения площади земельного участка к площади застройки)

Для решения модели (15.7) необходимы ее трансформации и им ж и ную форму посредством логарифмирования и затем применение Шщ ного множественного регрессионного анализа.

Модели, используемые при реализации метода сравнении Н|нмн массовой оценке недвижимости, могут быть аддитивными, муш. мии1В| тивными и гибридными. Наиболее простые модели - аддитиВИМВ I найти широкое применение для оценки жилой недвижимости. И ИМ щее время рынок жилья уже сформировался и в этой связи прслияяВВЦ возможным применение их оценочных моделей для массовой омпммН го типа недвижимости. Мультипликативные модели наиболее нри»| мы для оценки офисных зданий, гостиниц, промышленных ДйВМВЙ сооружений и т.п. , а также незастроенных земельных участков (НШ скохозяйственного использования). Что касается гибридных «»НИ1ИЧЦ| моделей, то по своему приложению к оценке недвижимости они нищ сальны. В то же время применение этих моделей связано с определении! трудностями вычислительного порядка.

Модельный инструментарий при реализации ДОХОДНОГО мг имя В Щ совой оценке недвижимости (доходной) ориентирован НВ н«н ннннеЦ недостаточной информации о доходах и расходах по объектам ми|ВВМ мости. При этом оценочные модели строятся на базе имевши -и» и » мМ| тической информации, а результаты модельных расчетов (зИЯЧВНИ!4 пичных показателей) «распространяются» на весь массив обы и i ни нв| жимости. В качестве типичных показателей моделируются никоими Щ чистый доход, мультипликаторы (валовые рентные множители) н и(Ц ставки капитализации. Эти типичные показатели доходном н( 1 нмфим(| ти определяются либо ее стратификацией, либо ораннснием оОьеи|мя | движимости (по данным показателям) одного вили. При ном moi *« В Ml использованы не только электронные вычислительные явблицм, ни ■

Ценно модели, в частности, линейный множественный регрессион-

ЙМдиз.

|1рИ Построении таких моделей в качестве зависимой переменной це-)ра ню выбирать некоторый удельный показатель (например, вало-рНИ ЧИСТЫЙ доход на единицу площади). Применение нормирован-МНОЙ позволяет исключить влияние на оценочную модель мае-ИМо фактора недвижимости (ее размеров) и сосредоточить внимание IMcipax, наиболее существенно влияющих на удельный показатель: Май жимости, качество постройки, физическое состояние, местопо-|М0 и I п.

1м «» нирование мультипликатора валового дохода (отношение СТО-I Hi оПьекта к величине валового дохода) ориентировано на выявле Вовииунпосги факторов, определяющих взаимосвязь между стоимос-[МЙЬрй I и и текущим доходом (плата за 1 руб. текущего дохода). К та» |фав юрам относятся норма прибыли инвестора или адекватная ставка pHBi Которая зависит от степени риска капиталовложений; прогноз* К Дохода (стабильный, возрастающий и снижающийся); ожидае­мое ту имения дохода; процент дохода, идущий на компенсацию НрТВИИОННЫх расходов. Эти факторы с позиции моделирования ры-иИ i I он мости недвижимости можно представить соответствующими им арии гиками: местоположение, арендная площадь, физическое со­пим*, комфортность и т. д. Используя эти характеристики, можно смо Ирм и и и. мультипликатор валового дохода или валовый рентный мно* им (ЦН), Например, мультипликативная модель для многоквартир-|Домн может иметь следующий вид:

 

GR - b₀ X* • Х$ • X* • Ь** • Ь** •... • Ь%«,                               (15.8)

 

скалярные переменные качества постройки и физического состояния; - нормированная общая площадь (фактическая общая площадь, делен­ием на усредненную общую площадь); ■ бинарные переменные соответствующего микрорайона (0 или I); * константа, равная расчетному мультипликатору валового дохода для типичной квартиры средней жилой площади, расположенной в эта­лонном микрорайоне; {и| поправочные коэффициенты, отражающие отклонения от стандарт­ного объекта.

 

 

I мминннрои.п! индивидуальный мультипликатор валового дохода для рМЯ!рнимемого многоквартирного дома и установив значение ввлово-|м*нми (произведение рыночной арендной платы за I м² жилой площв» |§ ийн1 vim милую площадь дома), можно определить его стоимость (про in! нт мультипликатора валового доходи на валовый доход).

 

Моделирование общей ставки капитализации исходит из ВНВЛИМ шЩ мосвязей между чистым доходом и стоимостью объекте лшнмимВ I движимости.

Аддитивная модель общей ставки капитализации может flMfi И||

ставлена в следующем виде:

 

R_n = ЬЛ Ь.Х. + bJC₇ + ... b X +b _+l X _+l +b . JT

О  О II  22   п п /1+1/1+1  л + 2 я ♦ Ш{

я + З я + 3 л + 4 и + 4'

где X_v X - бинарные переменные по типам доходной недвижимой и |мфЩ

здания, магазины, универсамы и т. д.); Jf _+|   - скалярная переменная качества постройки;

Х_п+2  - бинарная переменная расположения доходной недвижммнн И 1 1

ре города;

X ₊~  - отношение протяженности фронтальной длины ЗемолмимЦ |f*tBBJ

площади нижнего этажа здания; Х_п+4  - нормированная общая площадь (фактическая общий ПЛШНЯЯ1 ц#|

ная на усредненную общую площадь);
Ь₀               - константа R₀ для эталонного типа доходной нсднижимщн/я ИИИ|

мер, нового магазина среднего качества или размори, римммНнбН!

го не в центре города).

 

Переменная X ₊₃ позволяет учитывать то обстоя тс п Ь( i но, ЦЩ $Й|1 недвижимости, имеющий фронтальную длину земельного учи* »м (И ше площади застройки, обеспечивает большую с позиции и и ни три | ность. Переменная Х_п+А отражает возможность изменения инннчМЙИ в зависимости от размера здания доходной недвижимости.

Моделирование R_Q играет ключевую роль при расчете СТОИММНШ ходного объекта недвижимости при условии прогнозировании ЧЩ дохода от этого объекта. В конечном счете, если знать ННДИЯн | -Mil (по типу недвижимости, месторасположению, качеству ЗЯОТройЯН Hf ставку общей капитализации для объекта недвижимости. ТО mihhh считать его стоимость (по методу прямой капитализации)! |

1и| II

Представленную выше структуру общей оценочной модели (II же можно специфицировать при реализации затратного моими недвижимости. Исходным этапом такой спецификации затратной ЙЙ| ной модели является стратификация множества рассматриваемый *ШяМ| и сооружений по однородным группам и базисным отоимоешмм MIL теристикам. Так, в отечественной оценочной практике би нюом и mi щй деления стоимости строительства 1 м² общей жилой площади лнмня щ ного типа служат ресурсно-технологические модели, разриошйимм!] характерные типов жилых домов в зависимости от основного внлармщ стеН| зтижностН| объемно-планировочных решений и | н

ИИнмятИЗИрованный расчет восстановительной (замещающей) сто-р|М WliiiiiiH (сооружения) можно осуществить: 1Цв»м/н>м квадратных метров; • ни «цементным методом; 1ВИОДОМ количественного анализа.

Рй Методы отличаются уровнем агрегации и детализации используе-| В Процедуре расчета информации. Третий метод наиболее подроб-14рв0ует большего массива нормативно-справочной информации и ни» сметной документации.

ИВ)МОЙ составляющей затратной оценочной модели является блок ••ив ИЯИоса зданий (сооружений). В Строительных нормах и правилах ИйМ 1определены нормы физического износа по жилым и нежилым зда-Р и | окружениям. Однако применение этих норм износа хотя в опре-•МммМ мере и допустимо при массовой оценке недвижимости, но эти рМ Ив позволяют определить ее рыночную стоимость. Это нормы лишь

IHB hhm 'O износа и не отражают функциональное и экономическое ста-N^¹ (Миричьими износ). При расчете износа в массовой оценке недви-

■Нн также нельзя воспользоваться установленными в бухгалтерском Р§ Нормами амортизации.

МрИ Проведении опенки недвижимости необходимо подходить к кате-I «н|1мн «ИЗНОС» как к категории рыночной, так как стоимость износа

*миетгм производной от состояния рынка недвижимости. В этой связи

РИ (функции) начисления износа должны быть рассчитаны на базе

Инмя данных путем сравнения цен продаж (или прав аренды) сопос-рмм« иПыктов недвижимости с учетом элиминирования стоимости зе-РНим* участков.

 

□ 15.4. Основные статистические характеристики многомерного Дг регрессионного анализа *миа^Щ' В моделировании массовой ^ЙЙ^, оценки н^,гшжим^пги щтшущр^

 

* |«||н*1.1 нппос применение оценщиком «оценочных» моделей во мно-Ш мреж» и редел ястся не только его глубокими профессиональными эна-it*m мм ими ивдвижимости, но и владением аппарата МРА (линейного и Пии» иного), Речь идет о возможности оценщика дать квалифицирован-[фовиниммио по результатам модельных расчетов стоимости недвижи-I § н л но существу дать определенный ответ! насколько модельная рас-номмостъ недвижимости адекватна объективно сложившейся на шн = t'HtMMi i и? с помощью категорий математической статистики мож*

 

 

но дать ответ на этот вопрос, проанализировав соответствующие тические характеристики используемой «оценочной» модели ni ц, но ее адекватности объективной реальности. Например, можно hi вать семь статистических характеристик, первые три из которых риваются как мера согласия сформулированной модели, OTpeiij предиктивную точность (истинность) используемых матсматичмиЯ висимостей (уравнений). К ним относят коэффициент определенно**Ц терминации) (Z)²), среднеквадратическую ошибку (а) и коэффци риации (C_v). Каждая из этих характеристик отражает степень мдее{| ти используемых в модели статистических уравнений. Вторив статистических характеристик определяет статистическую энлчнмн| дельных переменных моделей: коэффициент корреляции (г), мрн! Стьюдента и Фишера и бета-коэффициент.

Коэффициент определенности (детерминации) (D²). По опрс/ичцЦ любой регрессионной модели можно определить параметры (jL <L при соответствующих независимых переменных и остаточную ннниИ (отклонения). Последняя отражает вариацию переменных ОТ на • |«м значений («остатки») «не объяснимых» данной регрессионной Mtiflj Тогда коэффициент определенности детерминации в контокой рии| риваемых «оценочных» моделей можно рассчитать по формуй*

ист                  ' '                                                          |Й-?)² Zmib                                             t

 

И

где Pf н Pf - цена сделки с i-й недвижимостью и цена сделки с / и пел •»••• ♦ . нм»ц»ц объяснимой» регрессионной моделью соответственHCS

Р  - средняя цена сделок с недвижимостью.

Таким образом, величина D² соответствует доле (проценту) н» и нн| нимых» регрессионной моделью. Этот коэффициент может нрмнй| значения в интервале от 0 до 1. Когда D² = 0, никакая вариация (offll ние от средней цены) цен «не объясняется» моделью. Наоборот, Щ I)⁷ ' 1, все отклонения от средней цены Р «объясняются)) урВВНВШ регрессии.

Среднеквадратическая ошибка модели (а) измеряет величину и(|4 ния расчетных (прогнозных) цен продаж, получаемых из рмреиЧИ! модели, от фактически сложившихся цен продаж на рынке. Она ннрея

ется по формуле

о.

 

Я .1 I

 

где /'/ и /'/ - расчетная (прогнозная) и фактическая цены продаж недщниимин!

ветствеинс,

я  - ко ни честно продаж;

А - число иезввиоимых переменных, риссмятривяемых в i »< и i»»«нмнии| II

ИЧИНа о представляет собой меру среднеквадратической ошибки ЦИмнерсию регрессионной модели. Извлечение квадратного корня кйвет получить значение такой ошибки, которую можно рассматри-i Яна ереднеквадратическое отклонение ошибок регрессионной моде-Щ ИТЛИЧИе от коэффициента Ј>², который выражается в долях (в про-Bftb 9 измеряет отклонения (погрешность) в стоимостном выражении. ■РТВуиицсе программное обеспечение регрессионного анализа позво-" ВЫЧИСЛИТЬ не только значение а, но и соответствующие доверитель-(Мнеряилы для расчетной (модельной) стоимости по отдельным объек-рВДВИЖИМОСТИ. Эта стоимость является функцией от а и индиви-ЦНМВ (количественных и качественных) параметров конкретных объек-н» И1ИЖИМОСТИ. Чем ближе параметры объекта недвижимости к пара-1вМ типового объекта (их значения ближе к средним значениям), тем (ЙПНВ среднеквадратическая ошибка и доверительный интервал расчет­ов »МИЛИ'ii.ной) стоимости.

§••• •ффициент нариации (С) в регрессионном анализе определяется как Црчианиг О к средней цене продажи (сделки):

 

С_у-=-100%.                                                                             (15.12)

Р

Ґ IhJimmmciit С аналогичен показателю коэффициента вариации, ис-твмого при анализе вариационного ряда и определяемого как отно-

РИ* *|*едмекнидратического отклонения цен продаж к средней цене. Если

(РНННОЖИТЬ, ЧТО рассчитанная среднеквадратическая ошибка по рас-Црняипмой регрессионной модели составила, например, 5000 у.е., РНВВ Иена сделок с недвижимостью определена на уровне 50 000 у.е., Яф|жммсит вариации будет равен (5000/50 000 • 100% = 10%). Это ИВВТ§ ч i • • при нормальном распределении случайных величин (цен про-[ ря рынке Недвижимости) примерно ²/₃ расчетных (модельных) цен из ячнжноп модели находятся в пределах 10%-ных отклонений от сред­ни I «1КОЙ результат моделирования стоимости недвижимости мож-

■ ряшими • рмнить как, безусловно, хороший. |)й4ффн1|иеит корреляции (г) является одной из статистических харак-м и*., относящихся к анализу значимости отдельных переменных per-

ЦИннноН Модели. Он служит мерой линейной зависимости между дву­хсменными, принимая значения в интервале от -1 до +1. При этом ИМйимм иметь В виду, что нулевое или близкое к нулю значение г не ИМИМ вогсу тс i пие» зависимости (между двумя переменными), а лишь !моим-1 иа «оicyгсгипс» линейной зависимости (может быть еще и

Й1И*ЙНВИ 1ВВИСИМОСТЬ).

|рв правило, существующее компьютерное программное обеспечение Meet рассчитать корреляционную матрицу коэффициентов корреля-m**hiv всеми парами переменных! При анализе корреляции той или ВИйвисимой переменной с зависимой переменной следует имен, ввиду, что коэффициент корреляции является безразмерной величиной |Ц процентным отношением, отражающим наличие только линсИноН Ґ Щ симости между двумя переменными. Например, рассчитаны мни |мф фициента корреляции, отражающие тесноту связи: между ценой и щ щадью объекта недвижимости г = 0,92 и ценой и местополсИМИМ! г _г = 0,62. Это позволяет лишь утверждать, что для рассматриваемы* *«$ пар существует линейная зависимость и для первой пары (стой мое I в ••0в| та недвижимости от его площади) эта зависимость более суща i и» ниц | данного регионального рынка недвижимости.

11!

Критерий Стьюдента (/ - статистика) показывает меру значимой и ( ■ весомости) переменной регрессии на изменения зависимой нгримв(| (цены сделки) и вычисляется как отношение соответствующего ВИ< циента регрессии (Ь) к его среднеквадратической ошибке (зЛп

 

г**

 

 

Величина s, характеризует среднеквадратическое оi-клоне ни» н< и) i циента регрессии Ь и отражает погрешность при использовании нЩщ эффициента в качестве статистической характеристики связи иг кони га переменной X. и зависимой переменной Р. В том случае, если нннямя! достаточно велико, то есть основание считать, что X. является ноониц переменной при расчете Р(цены продажи). Наоборот, если значенияI Ыщ то можно предположить нулевое значение соответствующего мнффщ! ента регрессии Ь., а также и несущественную значимость незивмиимий! ременной X. для моделируемой цены продажи Р.

Для данного критерия имеется специальная таблица, по КОТОрмИ Щ но определить его значение, исходя из числа степеней свободы in |И где п - число переменных; к - количество независимых Переменим! N К щем случае, при достаточно большой статистической выборке (ИВ мяЦ 50 объектов недвижимости) значение /-статистики более ±2,00 • мюм*И| ствует о существенной значимости соответствующей незпнионммЙ ИвШ менной, так как при таком табличном значении /-распределение t *Н дента нулевая гипотеза о равенстве нулю коэффициента pel pei4 ИИ И! Bi|| гается (считается значимым). Предположим, что для пО МНИ| недвижимостью (число степеней свободы равно 58) /«статисткия цяв М висимой переменной - площадь объекта - определена на уровня N<l If личное значение /-распределения Стьюдента для числа степеней ИмНК 58 равно ± 2,001, при котором с вероятностью 95% можно у ми i ♦ <##fj что коэффициент регрессии не равен нулю. Следовательно, в линмйн чае при моделировании стоимости недвижимости площвдь Ввия|(|Н щественной независимой переменной.

Критерий Фишера (АствтисяАка) связан с критерием Стыол^мННН же используется для определения значимости незавиоиммя ПвряМВЙКЙ

р»>» • ощшой модели. В МРА математическая зависимость критериев ШИЛмнта и Фишера определяется уравнением

F                                                                                    F=t\  I                                                             ^: 05.14)

$М1 определения этого критерия также имеются таблицы как в спе-|ННЮМ литературе, так и в учебниках по математической статистике.

Лин*м олучае при достаточно большой выборке табличное значение рОМИмнки* превышающее 4,0, указывает на то, что соответствующая ■ВИмммия переменная значима при моделировании Р (стоимости не-■Иоммоити) с вероятностью 95%.

кеП'МНффициенты представляют собой «нормированные» коэффи-ШШ регрессии, являющиеся мерой значимости отдельных переменных

•^МТВЛВИО друг друга. Бета-коэффициенты и коэффициенты регрессии РМямм Между собой следующим уравнением

[

■                       ||                                       p = bftJs_p)₉                                                             (15.15)

I Врвдмоквадратическое отклонение X \ ^f »>|МРДИ1чо1Вдратическое отклонение Р. рВЦИИОЗффициенты эффективны, если необходимо сравнить относи-рЦМИ|НВЧИмость независимых переменных. Допустим, например, что (Минин v Нужно определить: какая из двух переменных - площадь или

П

и»и и ни и 11 возраст недвижимости - более значима для стоимости объеК^а МННМИМОСТН. Поскольку площадь измеряется в квадратных метрах, а •В мни о.in возраст - в годах, коэффициенты регрессии нельзя сравнить Црвдс!пенно. Если обе переменные нормировать, то можно осуще-ММ в (ВВОВ сравнение. Допустим, что бета-коэффициент для площади ||й в ДЛЯ эффективного возраста - (-0,45). Это означает, что при (иямныя значениях остальных независимых переменных регрессной-I мидиии увеличение площади, например на 10%, вызовет увеличение Имни и недвижимости на 3%. Аналогично, увеличение эффективного И|ив1В Hi 10% снизит стоимость недвижимости на 4,5%. В данном олу-♦ффвв гивный возраст в большей степени влияет на изменение стой* hi М*лмижимости, чем ее площадь.

Мрмвмдениыв выше статистические характеристики в МРА можно рас-|)рнвв Iв ив только как оценочные параметры адекватности модели ■1М1МЫМ |»«и пням, но и как инструмент калибровки модели посред IM вввдвиив соответствующих корректировок. Существующее компь-Ирин* Программное обеспечение позволяет квалифицированному оцв№ ) проводить такого рода «настройку» модели, работая в диалоговом РНИВ в компьютером. М)*им1|» Рассмотрим применение некоторых указанных выше статно-

РВВИЯ Вирой |С|он шк в МГЛ. Предположим, ЧТО 0 ПОМОЩЬЮ КОМ ПЬЮ*

Црн*й программы проведен регрессионный анализ рыночных данных по

Критерий D² равен 0,9456, что означает 94,5% вариаций < • и I 'ИНИМЙ цен продаж квартир от средней цены «объясняются» регрессионном Ш лью; абсолютная вариация цен продаж от средней составляет ими 101 (среднеквадратическая ошибка а), а коэффициент вариации C_yi |*$(Н 0,0680, свидетельствует о том, что две трети расчетных (модвльимвН из регрессионной модели находятся в пределах 6,8% парна ни и (н»мЦ ний) от средних цен (при нормальном распределении случайный и и*Ш1 на рынке - цен продаж). Все это позволяет сделать вывод <» вьн меня ( гласованности модели объективно сложившейся на рынке жильв винвЯ ктуры относительно рассматриваемых пяти факторов (иезависимы! нер менных).

Используя расчетные значения /-статистик (критерия < i ьвничмя). ММ но проранжировать независимые переменные по степени знвчнмя их влияния на стоимость квартиры: 1) общая площадь; 2) Boipat'i 4ИВМ1 3) количество комнат; 4) средний этажность квартиры; 5) наличии пяяВ|

Как видно, наиболее существенно влияет ив стоимость нни|миры if i

сделкам с жилой недвижимостью. Результаты этого анализа ИВ И*м *Н моделирования распечатаны (или представлены на дисплее комньвН! в следующем виде (табл. 15.6).

ТабяиМ 1