Модельный инструментарий при реализации ДОХОДНОГО мг имя В Щ совой оценке недвижимости (доходной) ориентирован НВ н«нннннеЦ 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 иiнинв| жимости. В качестве типичных показателей моделируются никоимиЩ чистый доход, мультипликаторы (валовые рентные множители) н и(Ц ставки капитализации. Эти типичные показатели доходном н( 1нмфим(| 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-иИi Iонмости недвижимости можно представить соответствующими имарии 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- b0X*•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 vimмилую 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:
Rn= ЬЛЬ.Х. + bJC7+ ...bX+b+lX+l+b. JT
ООII22п п /1+1/1+1л+2я ♦Ш{
я + З я + 3 л + 4 и + 4'
где XvX-бинарные переменные по типам доходной недвижимой и |мфЩ
здания, магазины, универсамы и т. д.); Jf +| - скалярная переменная качества постройки;
Хп+2- бинарная переменная расположения доходной недвижммнн И11
ре города;
X +~ - отношение протяженности фронтальной длины ЗемолмимЦ |f*tBBJ
площади нижнего этажа здания; Хп+4 - нормированная общая площадь (фактическая общий ПЛШНЯЯ1 ц#|
ная на усредненную общую площадь);
Ь0- константа R0для 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 Хп+Аотражает возможность изменения инннчМЙИ в зависимости от размера здания доходной недвижимости.
Моделирование RQиграет 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 miщй 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|МWliiiiiiH(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
IHBhhm'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§Нормамиамортизации.
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
Инмяданных 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' Вмоделировании 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 niц, 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 (Cv). 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*