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Exmo. Dr. Juiz de Direito
4a Vara Cível
Comarcade Santa Maria
MARALÚCIABRENNER, CREA 42.819, nomeada Perita noprocesso n° 027/1.05.0186403-5, massa falida Metais CamobiIndústria e ComércioLtda, vem, respeitosamente, expor e requerero que segue:
.:. Inicialmenteesclarece que aceitou o encargo e concordou emreceber seus honorários por ocasião da venda do imóvel;
.:. O trabalho foi executado embasado nas normas NBR14653-
1, 14.653-2 e 14.653-3 da ABNTe demandou inúmerasdiligências,pesquisa de valores de mercado, etc; ~3
.:. A expert calculou seus honorários periciais e despesas para ~elaboração do trabalho dentro da boa técnica em 10
"';.t:::"",-,W'M
CUBs/RS, utilizando como base a tabela do IGEL/RS que ,,,,c~':)
encontra-se em anexo; ,,).:. Desde já solicitamos um compromisso desde Juízo e da
Síndica da Massa Falida para que quando da venda do bema Profissional seja imediatamente ressarcida, visto quedepende de seu trabalho para viver e o mesmo finalizaráuma lide que demanda décadas;
N. T.
P. D.
Santa Maria, 03 de julho de 2.013.
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4'- J_J - 114~...Il:utoGaúcho de Engenharia Legal e Avaliações
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Tabela de Honorários
Tabela Básicade Honorários
Profissionais de Perícias e Avaliações - IGEL
De acordo com a Lei Federal n05.194/66, Artigo 34,
Alínea "r", bem como os preceitos da NBR-14.653 da
ABNT - Associação Brasileira de Normas Técnicas. O
Conselho Deliberativo do Instituto Gaúcho de
Engenharia Legal e Avaliações - IGEL aprova a tabela
básica de honorários profissionais para serviços de
perícias e avaliações e estabelece os parâmetros para
sua fixação nos trabalhos que envolvam avaliação e
pericias de imóveis, avaliação de máquinas e
equipamentos obedecendo aos percentuais abaixo.
INCIDENTE SOBRE OTIPOLOGIA VALOR DO MERCADO
Parecer Técnico 0,3% x V*
Laudo Simplificado 0,5% xV*
Laudo Completo e 1,0% x V*Perícias Judiciais
Laudo de Máquinas 1,5% x V*e Equipamentos
r-
ei 10,0%Laudo de Móveis
Utensílios
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Página 1 de 2 ~3
}J1
Calendário 2013 / 201.
JAN FEV MAR ABR MAl JJUL AGO SET OUT NOV [o 5 T Q Q s
1 2 3 4 57 8 9 10 11 1214 lS 16 17 18 1921 22 23 24 2S 2628 29 30 31
Eventos
03/07/2013
,u...........:...lO de Engenharia Le .gal e AvalIações Página 2 de 2
Honorários mínimos
(em qualquer caso) 50% CUB**
Até 1 (um) CUB** - 1,0
CUB**
Laudo de Locativos1 (um) a 50 (cinqüenta)
CUB** - 1 (um) valor
locativo
Acima de 50 (cinqüenta)
CUB** + 20% locativo
Hora Técnica*** 10% a 20% CUB**/hora
ObseNação importante:*y = Valor de mercado da avaliação.
**CUB = Custo Unitário Básico para Residência
Unifamiliar Normal (R-lN), conforme NBR 12.721 -
Versão 2006, publicado pelo SINDUSCON-RS.
***Hora Técnica = O valor da hora técnica considera
a complexidade da matéria envolvida e a qualificação do
profissional que ira realizá-Ia.
Os valores da presente tabela não induem as despesas
de transportes, estadas e custas necessáriaspara a
realizaçãodos trabalhos.
, . R h 22 _80 andar :: Porto Alegre/RS :: CEP:90020-156 :: (51) 3224-0070Rua OtavIo oe a,
"d=141""\ . Ln: I Iwww.i~el.org.br/index.php?menU_l
03/07/2013
--- _.~-
~r-------------------~
I. CONSIDERAÇÕES PRELIMINARES:
o presente Laudo tem como objetivo a determinação do
valor de mercado do seguinte imóvel:
• Área de terras, situada na antiga Estrada da Sidesma, atual
rua Júlio Colpo do Amaral n° 450, Camobi, município de Santa
Maria, RS e benfeitorias, construídas sobre a mesma;
Inicialmente, esclarece-se que, a avaliação deve produzir
valores que expressem as condições vigentes no mercado imobiliário
local, ou seja, representem o real valor de mercado.
Esse valor pode ser definido como o preço que o mesmo
poderia alcançar quando colocado à venda em prazo razoável, tendo o
comprador e vendedor pleno conhecimento de todos os usos e finali
dades para os quais está adaptado e poderá ser utilizado, isto é, pre
ço obtido através de uma livre oferta de mercado .
Procurou-se justificar as conclusões, fornecendo-se as
bases para o julgamento dos critérios empregados e dos elementos
que pareceram indispensáveis à perfeita compreensão dos valores
adotados, embora evitando-se descrição e fundamentação muito pro
lixas dos dados solicitados e analisados.
No presente trabalho foram utilizados os métodos "Com
parativo Direto de Dados de Mercado" e "Método da Quantificação de
•
~_J
Custo", com as adaptações técnicas recomendáveis em cada caso e
devidamente explicitadas nas ocasiões adequadas.
II. AVALIAÇÃO DO IMÓVEL:
Il.a. Da avaliação propriamente dita:
A avaliação de um complexo é usualmente feita pelo:
I1.ab.1. Avaliação da área de terras:
Método - DCDM - Método Direto Comparativo de Dados de
Mercado, que define o valor do imóvel através de comparação com
dados de mercado de imóveis semelhantes.
Os procedimentos Empregados estão em concordância com a
NBR 14.653-2 - Norma Brasileira para Avaliação de Imóveis Urbanos
e NBR 14.653-1 - Procedimentos Gerais para Avaliações de Bens.
PESQUISA DE VALORES E TRATAMENTO DOS DADOS:
- Data da pesquisa: mês de junho de 2.013;
- Tratamento dos dados : Estatística Inferencial;
- Número de amostras consideradas: 09;
Tratamento das Amostras Pesquisadas:
Foi realizado um levantamento na macro-região do município
de Santa Maria sobre valores de imóveis em oferta e/ou vendidos,
que possam ser representativos do comportamento do mercado imo-
biliário local, conforme o item 8.2.1.3.2 da NBR 14.653-2 (Norma
Brasileira para Avaliação de Imóveis Urbanos).
Os dados foram obtidos junto às imobiliárias, cartórios, comer-
ciantes, corretores e proprietários.
A fim de se obter variáveis relevantes para explicar a formação
do valor, procedeu-se a utilização de técnicas de análise (qualitativas
e quantitativas), que pudessem estabelecer relações entre si e com a
variável dependente. As amostras enumeradas, em anexo, proporcio-
naram através do processo inferencial um modelo, onde foram consi-
deradas as seguintes variáveis, conforme critérios expostos seguir:
Valor de mercado (R$) - Variável dependente ou explicada - Referen-
te ao valor de mercado dos elementos utilizados, em reais;
Área total (ha) - Variável independente quantitativa, referente à área
total em metros quadrados dos elementos pesquisados;
Testada: Variável independente dicotômica que identifica se o imóvel
possui testada para as faixas de acesso à cidade.
------ -- --------------------------------------------- --- -- --_------------- --------------- _ ___j
-- . - -- ---------------
c~- -- - --
DETERMINAÇÃO DO MODELO DE REGRESSÃO:
O modelo de melhor ajustamento estatístico Coio se-
guinte:
[Valor de mercado] = Exp( 12,176 + 1,1711 x 10-4 x [Área] +
0,6099 x [Testada])
o modelo atingiu coeficiente de determinação ajustado de R2 =
0,7770, significando este parâmetro que o modelo apresentado permi-
te explicar cerca de 77% das variações da variável dependente (Valor
de Mercado), um bom resultado. O teste do modelo, através da esta-
tística F, de Fisher-Snedecor, foi de F calculado= 10,46, e indica a
boa qualidade do modelo.
As variáveis independentes incluídas no modelo apresentaram
bom desempenho. A Norma exige que o nível de significância das va-
riáveis independentes, medido através do teste t, seja de no máximo
5%, ou seja, que a variável atinja ao menos a confiança de 95%. O
parâmetro de teste é trnt=0,5534. No caso, as variáveis incluídas ul-
trapassaram este mínimo estando, portanto, dentro dos critérios
normatizados.
Em seguida, foram realizados testes verificadores dos erros (re-
síduos) do modelo, que são mais qualitativos. Verificou-se que os re-
síduos têm distribuição aleatória, seguem aproximadamente a distri-
buição Normal, e estão na faixa de [-2, +2] desvios-padrão, não confi-
~.-- _. - - .._----- -- __ .._-- ---._~----- --- _._~----- -
!~ -- - - - - -- - .
, I----------------------._----~#
gurando a presença de outliers ou outras rupturas aos pressupostos
da regressão. Estes elementos confirmam os resultados numéricos
dos testes t e F e do coeficiente de determinação. Conclui-se que o
modelo apresentado pode ser utilizado na estimação do valor do imó-
vel em questão.
DETERMINAÇÃO DO VALOR DA ÁREA DE TERRAS:
Utilizando o modelo determinado acima e as característi-
cas do imóvel-objeto, determinou-se o valor da área de terras com a
fórmula apontada e os seguintes valores para os atributos do imóvel:
Área = 10.000,00m2;
Testada: não;
o valor calculado é o seguinte:
Valor de mercado = R$ 626.008,00
Mínimo: R$ 406.901,40
Intervalo de confiança de 80,0 % para o valor estima-
do:
Máximo: R$ 963.100,53
- -- ------ ----- --- --- -_ ..__ .._. __._--_._----- -- - - _._-- -----------.-
-~ -
I,
GRAU DE FUNDAMENTAÇÃO:
Baseado nos itens explicitados na tabelas 1, 2 e 3 da NBR
14.653-2 (Norma para Avaliação de Imóveis Urbanos), este trabalho
enquadra-se no Grau de Fundamentação I e Grau de Precisão I.
lI.a.2. Avaliação das benfeitorias:
Método da Quantificação do Custo:
o método da quantificação de custo é utilizado para
identificar o custo de reedição de benfeitorias. Pode ser apropriado
pelo custo unitário básico da construção ou por orçamento para
construções singulares.
A identificação de custo pelo custo unitário básico obede-
ce a seguinte ordenação:
a. Vistoria: Tem como objetivo principal examinar as especifica-
ções dos materiais aplicados, para estimação do padrão cons-
trutivo, a tipologia, o estado de conservação e a idade aparente.
b. Cálculo da área equivalente de construção: Calculada em con-
sonância com a NBR 12721;
c. Estimação do custo de construção: Obedece a disposto na NBR
12721;
A identificação do custo pelo orçamento detalhado segue
o roteiro abaixo discriminado:
----_.---- -_.~ --,'_ -_ ..•__ .._-----~. - ---------------- --'_' ----
a. Vistoria: A vistoria detalhada da benfeitoria tem como objetivo
examinar as especificações dos materiais aplicados, o estado de
conservação e a idade aparente;
b. Levantamento dos quantitativos: Nesta etapa são levantados
todos os quantitativos de materiais e serviços aplicados na
obra;
c. Pesquisa de custos: De acordo com as especificações dos mate-
riais e serviços utilizados para execução da benfeitoria, cole-
tam-se os seus respectivos custos em fontes de consulta espe-
cializada.
d. Preenchimento da planilha orçamentária: O preenchimento da
planilha deve ser de acordo com o modelo sugerido pela NBR
12721, onde são discriminados todos os serviços, indicando-se
a unidade de medida, a quantidade, o custo unitário, o custo e
a fonte de consulta.
Graus de fundamentação no caso da utilização do método da
quantificação de custo:
Item Descrição Graus
IIIIII
1 Estimativa Pela elabora- Pela utilização de Pela utilizaçãodo custo di- ção do orça- custo unitário bá- de custo unireto mento, no SlCO para projeto tário básico
mínimo sinté- semelhante ao para projetotico projeto padrão diferente do
projeto padrão, com osdevidos ajustes
2 BDI Calculado Justificado Arbitrado
3 Cálculo da Por levanta- Por métodos téc- Arbitradamento do cus- nicos consagrato de recupe- dos, consideranração do bem, do-se idade, vidapara deixá-lo útil e estado deno estado no- conservaçãovo
depreciaçãofísica
Enquadramento dos laudos segundo seu grau de fundamentação
no caso da utilização do método da quantificação do custo:
Graus III II I
Pontos mínimos 7 5 3
Itens obrigató- 1, com os de- I e 2, no míni- Todos, no mí-
nos no grau cor- mais no mínimo mo no grau II nimo no grau I
respondente no grau II
Devem ser considerados todos os custos, tais como, im-
postos, benefícios e despesas indiretas. Foram tomados os preços
vigentes do CUB/RS e pesquisa em casas do ramo de construção.
Para cálculo de composição de custos específicos, que
não por m", adotou-se o Sistema de Atualização baseado nas Tabelas
de Composições de Preços para Orçamentos (TCPO),cotações de ma-
teriais e mão-de-obra da revista Construção, Região Sul, publicada
pela Pini.
A depreciação das benfeitorias foi determinada pelo mé-
todo de Ross-Heidecke, levando-se em consideração a idade (x) e o
seu estado de conservação.
O critério de Heidecke calcula a depreciação física exc1u-
sivamente quanto à conservação do imóvel, considerando que:
a) a depreciação é a perda de valor que não pode ser recuperada com
gastos de manutenção;
b) as reparações podem apenas dilatar a durabilidade;
c) um bem regularmente conservado deprecia-se de modo regular,
enquanto que um bem mal conservado deprecia-se mais rapidamen-
te.
Tendo como base estes princípios, foram definidas c1as-
ses principais de estado de conservação, com mais quatro intermedi-
árias, a cada uma sendo atribuído um coeficiente de depreciação,
como pode-se observar no quadro a seguir:
Tabela 1:
. - - - -------------------
----_.--------
Estado Condição Física Classificação Coeficiente (C)
1 Novo- não sofreu nem ótimo 0,00necessita reparos
1,5 muito bom 0,0032
2 regular- requereu ou re- bom 0,0252cebeu reparos pequenos
2,5 intermediário 0,0809
3 requer reparações sim- regular 0,181ples
3,5 deficiente 0,332
4 requer reparações impor- mau 0,526tantes
4,5 muito mau 0,752
5 sem valor e valor de de- demolição 1,0molição (residual)
A combinação dos métodos de depreciação já citados dá
origem ao método misto, neste caso levando em conta a idade e o es-
tado de conservação da benfeitoria. O custo atual da benfeitoria é es-
timado subtraindo-se, do custo global, a parcela relativa à deprecia-
ção.
Descrição das benfeitorias:
• 2.1. Pavilhões onde funcionaram a empresa, com escritórios, re-
cepção, banheiros e prédio ainda em utilização no qual o requerido
encontrava-se no local, perfazendo 2298,11m2;
2.1. Valor de avaliação da construção nova:
Vn = R$ 566,52 x 2.298,11 m? = R$ 1.301.925,30;
------ ------ .-------~~
Valor depreciável: Vd = 0,80 Vn 0,80 x 1.301.925,30 = R$
1.041.540,20;
Vida útil estimada: 50 anos;
Condições físicas: requer reparações;
Valor residual: 20% do valor novo;
Estado de conservação (tabela 1já citada): 4,0;
Entrando na Tabela 2, anexa, com o percentual de dura-
ção de xf r: = 20/50 = 0,40 e com o estado 4,0 encontra-se õ = 66,7
ou 0,667.
Logo,o valor da depreciação será:
D = 0,667 x 1.041.540,20= 694.707,31;
o custo depreciado da benfeitoria será calculado por:
Vx =Vn - D = 1.301.925,30 - 694.707,31 = 607.217,99;
De acordo com a NBR 14.653-2 este trabalho enquadra-
se no Grau de Fundamentação I e Grau de Precisão I.
III. CONCLUSÕES:
Levando em conta a precisão de análise, as peculiarida-
des do imóvel objeto da avaliação e daqueles considerados no conjun-
to amostral, as características individuais de cada elemento, seu va-
lor global e sua representatividade na região, as condições atuais do
mercado imobiliário e da conjuntura macroeconômica brasileira e es-
pecialmente desta cidade, consideramos que o valor mais adequado,
conforme explanações anteriores é, a saber:
R$ 1.233.226,00.
Todos os valores monetários apontados nesta Avaliação
foram obtidos dentro dos critérios e seguindo as análises estatísticas
descritas, de acordo com as Normas NBR 14.653-1 e NBR 14.653-2.
Santa Maria, 02 de julho de 2.013.
Eng. Mara Lúcia Brenner
CREA42.819-RS
--~ ~-~~--------------
PLANILHA DE CÁLCULOS ATRAVÉS DE INFERÊNCIA ESTATÍSTICA
INFER 32 - Aria Sistemas de Informática Ltda.
Amostra
NOAm. Valor de mercado Area Testada1 200.000,00 2.105,00 []não2 318.000,00 696,00 [ ]não3 480.000,00 5.000,00 [x]sim4 150.000,00 364,00 []não5 800.000,00 3.100,00 [x]sim6 400.000,00 660,00 [x]sim7 695.000,00 10.000,00 [ ]não8 1.100.000,00 8.296,00 [x]sim9 500.000,00 5.800,00 [x]sim
Modelos Pesquisados
N° Modelo Correlação r ajustado F Calculado Regressores NOde "Outllers"1 0,8815 0,7027 10,4554 2em2 O2 0,8509 0,6320 7,8686 2em2 O3 0,8450 0,6186 7,4880 2em2 O4 0,8446 0,6179 7,4685 2em2 O5 0,8386 0,6042 7,1067 2em2 O6 0,8385 0,6040 7,1012 2em2 O7 0,8123 0,5465 5,8211 2em2 O8 0,7872 0,4929 4,8876 2em2 O9 0,7671 0,5297 10,0115 1 em 1 110 0,7650 0,5260 9,8778 1 em 1 O11 0,7342 0,4732 8,1859 1 em 1 O12 0,7341 0,4730 8,1815 1 em 1 113 0,7331 0,4714 8,1353 1 em 1 O14 0,7297 0,4656 7,9713 1 em 1 O15 0,7249 0,4578 7,7539 1 em 1 O16 0,7143 0,3470 3,1258 2em2 O17 0,6633 0,3599 5,4981 1 em 1 O18 0,6460 0,3341 5,0132 1 em 1 O19 0,6408 0,3264 4,8769 1 em 1 O20 0,6213 0,2983 4,4012 1 em 1 O21 0,5456 0,1974 2,9676 1 em 1 O
N° Modelo Normalidade Auto-Correlação Valor Avaliado Mínimo Máximo1 Sim Não há 626.008,75 406.901,40 963.100,532 Sim Não há 532.678,72 344.809,00 822.909,533 Sim Não há 371.047,96 259.995,05 647.705,464 Sim Não há 494.829,98 288.751,88 1.728.275,635 Sim Não há 425.975,47 271.778,46 984.602,226 Sim Não há 718.642,22 483.734,71 953.549,747 Sim Não há 443.074,64 289.653,36 677.758,878 Sim Não há 628.581,35 387.370,11 869.792,589 Sim Não há 594.017,41 404.921,03 1.114.470,2610 Sim Não há 778.358,87 556.729,26 1.088.217,5211 Sim Não há 885.488,40 460.279,06 11.621.758,2512 Sim Não há 620.280,70 467.951,47 822.196,70
13 Sim Não há 976.463,83 617.806,76 1.543.333,06
Página 1
------------ -- . - - - -
<jpINFER 32 - Ária Sistemas de Informática Ltda. ljI
14 Sim Não há 895.886,46 678.430,43 1.113.342,4915 Sim Não há 776.171,94 606.833,03 945.510,8516 Sim Não há 523.883,80 282.898,52 764.869,0917 Sim Não há 1.618.068,59 -1.149.973,37 474.917,9518 Sim Não há 663.208,97 513.535,01 812.882,9419 Sim Não há 246.151,28 193.512,42 338.128,2520 Sim Não há 285.353,56 194.763,60 418.079,4221 Sim Não há 340.750,00 147.756,61 533.743,39
MODELOS
(1) : Ln([Valor de mercado]) = bO+ b1*[Área] + b2*[festada](2) : Ln([Valor de mercado]) = bO+ b1*Ln([Área]) + b2*[festada](3) : 1/[Valor de mercado] = bO+ b1*1/[Área] + b2*[festada](4) : 1/[Valor de mercado] = bO+ b1*[Área] + b2*[festada](5) : 1/[Valor de mercado] = bO+ b1*Ln([Área]) + b2*[festada](6) : [Valor de mercado] = bO+ b1*[Área] + b2*[festada](7) : Ln([Valor de mercado]) = bO+ b1*1/[Área] + b2*[festada](8) : [Valor de mercado] = bO+ b1*Ln([Área]) + b2*[festada](9) : 1/[Valor de mercado] = bO+ b1*1/[Área](10) : Ln([Valor de mercado]) = bO+ b1*Ln{[Área])(11) : 1/[Valor de mercado] = bO+ b1*Ln([Área])(12) : Ln([Valor de mercado]) = bO+ b1*1/[Área](13) : Ln([Valor de mercado]) = bO+ b1*[Área](14) : [Valor de mercado] = bO + b1*[Área](15) : [Valor de mercado] = bO + b1*Ln([Área])(16) : [Valor de mercado] = bO+ b1*1/[Área] + b2*[festada](17) : 1/[Valor de mercado] = bO+ b1*[Área](18) : [Valor de mercado] = bO+ b1*1/[Área](19) : 1/[Valor de mercado] = bO+ b1*[festada](20) : Ln([Valor de mercado]) = bO+ b1*[festada](21) : [Valor de mercado] = bO+ b1*[festada]
Observações :
(a) Regressores testados a um nível de sígnificlJncia de 30,00"'"'(b) Critério de ídentificaçáo de outlier:
Intervalo de +/- 2,00 desvios padróes em tomo da média.
(c) Teste de normalidade de Kolmogorov-Smimov, a um nível de significlJncia de 10%(d) Teste de auto-correlaçáo de Durbin-Watson, a um nível de sígnificlJncia de 5,0%(e) Intervalos de confiança de 80,0% para os valores estimados.
Descrição das Variáveis
Variável Dependente:
• Valor de mercado
Variáveis Independentes:
• Área
• TestadaOpções: simlnão
Estatísticas Básicas
N° de elementos da amostraN° de variáveis independentesN° de graus de liberdadeDesvio padrão da regressão
:9:2:6: 0,3514
Pãgina 2
INFER 32 - Aria Sistemas de Informática Ltda.
Varlãvel Média Desvio Padrio Coef. VariaçioLn(Valor de mercado) 12,9835 0,6445 4,96%Area 4002,33 3506,9414 87,62%Testada 0,56 0,5270 94,87%
Número mínimo de amostragens para 2 variáveis independentes: 9.
Distribuição das Variáveis
Coeficientes de Variação(elementos da amostra)
Testada
Área
Ln(Valor de mercado)
o 8 17 25 33 42 50 58 67 75 83 92 100
Variação (%)
Estatísticas das Variáveis Não Transformadas
Nome da Valor Desvio Valor Valor Amplitud CoeficienteVariável médio Padrio Mfnimo Máximo e de variaçiototal
Valor de mercado 515888,89 3,0450x10° 150000,00 1100000,00 950000,00 59,0249Area 4002,33 3506,9414 364,00 10000,00 9636,00 87,6224Testada 0,5555 0,5270 0,0000 1,0000 1,0000 94,8683
Distribuição das Variáveis não Transformadas
Página 3
--- --- - - - - - -----------------------------------
INFER 32 - Ária Sistemas de Informática tme.
Coeficientes de Variação(elementos da amostra)
Testada
Área
Valor de meroado
o 17 25 33 42 50 58 67 75 83 92 1008
Variação (%)
Dispersão dos elementos
Dispersão(elementos da amostra)
1.300.000,00
1.170.000,00, I I I I I I , I I I
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10
1.040.000,00
910.000,00 - - - - ...- - - -1- - - - + - - - -1- - - - ~ - - - ...- - - - to- - - - ... - - - - ... - - - ... - - - -1- - - -I I I I, ,
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Página 4
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520.000,00
390.000,00
260.000,00
130.000,00• 4
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0,002 3 5 6 7 8 982 4 5
Amostragem
INFER 32 - Ária Sistemas de Informática Ltda.
Dispersão em Torno da Média
Dispersão(elementos da amostra)
16,0000.,------------------------,
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I I I I I I I I I I
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2 2 3 4 5 5 6 7 8 8 9 10
Amostragem
Tabela de valores estimados e observados
Valores para a variável Valor de mercado.
N°Am. Valor observado Valor estimado Diferença Variação %1 200.000,00 248.343,26 48.343,26 24,1716 %2 318.000,00 210.568,17 -107.431,83 -33,7836 %3 480.000,00 641.444,25 161.444,25 33,6342 %4 150.000,00 202.538,55 52.538,55 35,0257 %5 800.000,00 513.484,96 -286.515,04 -35,8144 %6 400.000,00 385.862,82 -14.137,18 -3,5343 %7 695.000,00 626.008,75 -68.991,25 ·9,9268 %8 1.100.000,00 943.601,46 -156.398,54 -14,2180 %9 500.000,00 704.442,80 204.442,80 40,8886 %
A variação ("AI)é calculada como a diferença entre os valores observado e estimado, dividida pelo valor observado.
As variações percentuais são nonnalmente menores em valores estimados e observados maiores, não devendo serusadas como elemento de comparação entre as amostragens.
Valores Estimados x Valores Observados
Página 5
~4INFER 32 - Ária Sistemas de Informática Ltda. /j;
Valor de mercado
1.100.000.00,.-------------------..,
(elementos da amostra)
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660.000,00 -- - - ~-- - -:- - - - ~- - - -: ;j.- -~ - - - -:'í - -- ~ - - -~ - - - -:- - -- ~ - - --:- - --I I I I I I \) I , ! I II I t I I I 'I I II I I I I I I I ' I I
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0.00 216.666.67433.333.33650.000.00366.666.611.083.333.33300.000.00
0.00.____.__+-----L_4----'_-!-_-'---+-_-'---+_...__---\
Intervalo de confiança de 80,00%.
Valor Observado
Modelo da Regressão
Ln([Valor de mercado]) = 12,176 + 1,1711x10-4x [Área] + 0,6099 x [Testada]
Modelo para a Variável Dependente
[Valor de mercado] = Exp( 12,176 + 1,1711x10-4x [Área] + 0,6099 x [Testada])
Regressores do Modelo
Umamelhor adequação dos pontos à reta significa um melhor ajuste do modelo.
Variáveis Coeficiente D. Padrão Mínimo MáximoArea b1 = 1,1710x10--4 3,6101x10·5 6,5129x1 0'0 1,6908x1 0-4
Testada b2 = 0,6098 0,2402 0,2640 0,9557
Coeficiente de correlação (r) .Valor t calculado .Valort tabelado (t crítico) .Coeficiente de determinação (rz) .Coeficiente ~ ajustado .
Correlação do Modelo
: 0,8815: 4,573: 1,943 (para o nível de significância de 10,0 %): 0,7770: 0,7027
Página 6
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Classificação: Correlação Forte
Tabela de Somatórios
1 Valor de mercado Area TestadaValor de mercado 116,8522 1520,4839 4,8093x105 66,6063
Area 36021,0000 4,8093x10:> 2,4255x10t! 22856,0000Testada 5,0000 66,6063 22856,0000 5,0000
Análise da Variância
Fonte de erro Soma dos quadrados Graus de liberdade Quadrados médios F calculadoRegressão 2,5821 2 1,2910 10,46Residual 0,7409 6 0,1234Total 3,3230 8 0,4153
F CalculadoF Tabelado
: 10,46: 10,92 (para o nível de significância de 1,000 %)
Significância do modelo igual a 1,1%
Rejeita-se a hipótese de existência da regressão.
Correlações Parciais
Valor de mercado Area TestadaValor de mercado 1,0000 0,7331 0,6213Area 0,7331 1,0000 0,1924Testada 0,6213 0,1924 1,0000
Teste t das Correlações Parciais
Valores calculados para as estatísticas t :
Valor de mercado Area TestadaValor de mercado 00 2,641 1,942Area 2,641 00 0,480Testada 1,942 0,480 00
Valor t tabelado (t critico) : 1,943(para o nível de signíticãncia de 10,0%)
Significância dos Regressores (bicaudal)
(Teste bicaudal- significância 30,00%)Página 7
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Coeficiente t de Student : t(crítico) = 1,1342
Variável Coeficiente t calculado Significãnci AceitoaArea b1 3,306 1,6% SimTestada b2 2,587 4,1% Sim
Os coeficientes são importantes na formação do modelo.Aceita-se a hipótese de B diferente de zero.Nível de signfflcância se enquadra em NBR 14653-2Regressão Grau I.
Significância dos Regressores (unicaudal)
(Teste unicaudal - significância 30,00%)
Coeficiente t de Student : t(crítico) = 0,5534
Variável Coeficiente t Calculado SignificAncia
Area b1 3,244 0,9%Testada b2 2,539 2,2%
Tabela de Resíduos
Resíduos da variável dependente Ln([Valor de mercado]).
N°Am. Observado Estimado Resíduo Normalizado Studentizado Quadrático1 12,2060 12,4225 -0,2164 -0,6160 -0,7185 0,04682 12,6698 12,2575 0,4122 1,1731 1,4237 0,16993 13,0815 13,3714 -0,2899 -0,8250 -0,9235 0,08404 11,9183 12,2186 -0,3002 -0,8545 -1,0522 0,09015 13,5923 13,1489 0,4433 1,2617 1,4312 0,19656 12,8992 12,8632 0,0359 0,1023 0,1281 1,2947x10'"7 13,4516 13,3471 0,1045 0,2975 0,5673 0,01098 13,9108 13,7574 0,1533 0,4364 0,5398 0,02359 13,1223 13,4651 -0,3427 -0,9755 -1,1016 0,1175
Resíduos x Valor Estimado
Página 8
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•
0.4500
0.3600
0,2700
0,1800
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·0,0900
.0,1800
·0,2700
-0,3600
Resíduos(elementos da amostra)
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9,0000 10,1666 11,3333 12.5000 13,6666 14,8333 16,0000
Ln(Valor de mercado)
Este gráfico deve ser usado para verificação de homocedasticldade do modelo.
Gráfico de Resíduos Quadráticos
Página 9
•
INFER 32 - Ária Sistemas de Informática Ltda.
Resíduos Quadráticos(elementos da amostra)
I I I I I I I I I I I
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: : : : : 4: : 3: : : :I I I I I \) 1 I I I I I
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I J I I I \) I • , I I0,0400 - - - - -:- - --:- - --~ -- - - ~-- - - ~- - - -:- - - -;- - --8 - - - -; - - - -: - - - -:- ---
• • I 1 I I ,7 •..:> I I I
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Ln(Valor de mercado)
Tabela de Resíduos Deletados
Resíduos deletados da variável dependente Ln([Valor de mercado)).
•N°Am. Deletado Variância Nonnalizado Studentizado1 -0,2944 0,1354 -0,5882 -0,68612 0,6072 0,0981 1,3160 1,59723 -0,3633 0,1271 -0,8132 -0,91034 -0,4552 0,1208 -0,8638 -1,06375 0,5705 0,0975 1,4193 1,61006 0,0563 0,1477 0,0936 0,11717 0,3801 0,1402 0,2791 0,53248 0,2346 0,1409 0,4084 0,50529 -0,4372 0,1182 -0,9970 -1,1260
Resíduo x Resíduo Deletado
Página 10
•
INFER 32 - Ária Sistemas de Informática Lida.
Resíduo x Resíduo Deletado(elementos da amostra)
0.4600 --~----+----~----~----~---, I I I I,,I I I I I__J ~ L ~ J _I I I I I
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0.2700, ,
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Resíduo Deletado
Resíduos Deletados Normalizados
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-0.9000 -0.4600 0.0000 0,4600 0.9000 1.3500
Resíduo Deletado Normalizado
Página 11
INFER 32 - Ária Sistemas de Informática Ltda.
As amostragens cujos resíduos maís se desviam da reta de referência influem significativamente nos valores estimados.
Resíduos Deletados Studentizados
lli.lX t[-i](elementos da amostra)
I 1 I ,I , I I 1 I--------------_. ----------------I , I , 1 I. ,
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0.5800 - - - - -~ - - - -:- - - - ~- - - - ~- - - - - - - -~ - - ~._ - - ~- - - - ~- - - - ~- - - - ~- --, l' II I' II ! I I I I! I I
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As amostragens cujos resíduos mais se desviam da reta de referência intfuem significativamente nos valores estimados.
-1,2916 -0.7750 -0.2583 0,2583 0,7750 1,2915
Resíduo deletado "Studentizado"
Estatística dos Resíduos
Número de elementos : 9Graus de liberdade __ : 8Valor médio _ _ _... : 6,7461x10-19Variância .. : 0,0823Desvio padrão _ : 0,2869Desvio médio _ : 0,2554Variância (não tendenciosa) : 0,1234Desvio padrão (não tend.) : 0,3514Valor mínimo : -0,3427Valor máximo : 0,4433Amplitude . : 0,7861Número de classes : 4Intervalo de classes : 0,1965
Momentos Centrais
Momento central de 18 ordem : 6,7461x10-19Página 12
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Momento central de 211ordemMomento central de 38 ordemMomento central de 48 ordem
: 0,0823: 6,6822x1 0-3: 7,4247x10-4
Coeficiente Amostral Nonnal tdeStudentAssimetria 0,2829 O OCurtose -2,8904 O Indefinido
Distribuição assimétrica à direita e pIatlcúrtlca.
Intervalos de Classes
Classe Minimo Máximo Freq. Freq.(%) Média1 -0,3427 -0,1462 4 44,44 -0,28732 -0,1462 0,0502 1 11,11 0,03593 0,0502 0,2468 2 22,22 0,12894 0,2468 0,4433 2 22,22 0,4278
Histograma
Frequências Absolutas(elementos da amostra)
5 -------------------------------------------------------------
5 -------------------------------------------------------------
4 -------------------------------------------------------------
O!!!......::J
CJ CiP~ 3 j]::Jo- C.)
e 1'0
U.
o 2 3 4
Classe
Ogiva de Freguências
Página 13
*INFER 32 -Ária Sistemas de Informática Ltda. 1#Frequências Relativas Acumuladas
(elementos da amostra)100r-----------------------------~----~
!II:>-.p!II
90 -----------------------------------------
90 ------------------------------------
..........~ 70 ------------------------------...__,
60
!IIU
~40
5
::JC" 30~LL
20
10
oo 1 3 42
Classe
Amostragens eliminadas
Todas as amostragens foram utilizadas_
Presença de Outliers
Critério de identificação de outlier :
Intervalo de +/- 2,00 desvios padrões em tomo da média.
Nenhuma amostragem foi encontrada fora do intervalo. Não existem outliers.
Gráfico de Indicação de Outliers
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-- -- ------------------------------------------------ ------------------------------
INFER 32 -Ária Sistemas de Informática Ltda.
"Outliers"(elementos da amostra)
o"'UcuN
cuEl...oZ
: : : : :5 : : : : : :1.2500 1_2__ ...1. .1 .L L _\:10 __ I... _. .1 J. L 1... _
: ~: : : ! ! ; : : : :I I I , I I , I , I II I I I I I I I I I I
1,0000 - - - - -:- - -- -:- - - - ~-- - - f -- - - ~- - - -:- - - - -:- - - - ~- - - - f - - - - i- - - - -:- ---, ,I I I ! I ! I I I
0,7500 -----:- ---~----~--- -:--- -~-- - -~-- -~- ---~- - -- ~---- ~-- --~ ---, ", ,
05000 - - - - _:_- - _..:_- - - ~- - - - ~- - - - ~- - - _:..- - _...:-- - - ~- - - - ~8- - - ~- - - _:..- --. ::::::::: v! :
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: : : : : : : : : : 9 :-1.0000 - - - - -:-- - - ~- - - - ~- - - - ~- - - - ~- - - -:-- - - ~- - - - ~- - - - ~- - - - ~- -~-:- - --
2 2 3 4 5 5 6 7 8 8 9 10
Amostragem
Efeitos de cada Observação na Regressão
F tabelado: 23,70 (para o nível de significância de 0,10 %)
N°Am. Distância de Cook(*) Hii(**) Aceito1 0,0620 0,2648 Sim2 0,3195 0,3210 Sim3 0,0719 0,2019 Sim4 0,1904 0,3404 Sim5 0,1958 0,2228 Sim6 3,0982x1~ 0,3614 Sim7 0,2829 0,7250 Sim8 0,0514 0,3464 Sim9 0,1114 0,2159 Sim
(*) A distância de Cook corresponde à variação máxima sofrida pelos coeficientes do modelo quando se retira o elementoda amostra. Não deve ser maior que F tabelado.Todos os elementos da amostragem passaram pelo teste de consistência.
(**) Hii são os elementos da diagonal da matriz de previsão. São equivalentes à distância de Mahalanobis e medem adistância da observação para o conjunto das demais ObsetVaçÓ8S.
Hii X Resíduo Normalizado Quadrático
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Hü X (Resíduo normalizado l~(elementos da amostra)
,7 I I I I I I I I I :
0,72 - - a.)_ ~ - - - - ~ - - - ~- - - - ~ - - - ~- - _.~} - - - -:- - - - ~ - - - -!- - - - ~- - - -:- - --E , I J I I I I I I I! I I I I I
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0,63 - -- -~- ---~- _- ~---- ~- - ~- - - -;-- --;- -- - ~-- - -:- --- ~- - - -~ ----! I I I, ,
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0.54 - - - - ~- - - - ~- - - ~- - - - ~- - -+---~----;----~----;----~----:----I I I , I I I I I
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0.45 - - - - ~- - - - ~- - -~-- - -~- - - ~-- - - ~- - - -:-- - - ~- - - -:-- - - + - - - -:- - --I I , I I 'I I , 1
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: : : : : ! : : :\) : :, , 1 I I I l , I I , I
0.270 - - - - ~- - - - ~-~- -:- - - - ~- - -+---~----;----~----:----~-5 - -;- - - -r ~ : : 3 ~ ~.,: : : : \):I I I I I) I I v, I I I I
0,180 - - - - ~- - - - ~- - - -:- - - - ~- - - -;- - - - ~- - - -:- - - - ~- - - -;- - - - ~- - - -:- - - -
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0.090 - - - - ~- - - - ~- - - ~- - - - ~- - - ~- - - - ~- - - -:- - - -; - - - -:- - - -; - - - -~ - --, ; I,
, ,·0.090 - ••• ~. -- - ~- •. ~-- .. ~-. - ~--. - ~-- - .'.• -. ~-. - -'••.• ~. - -.:- ---
o 0.1500.30 0.46 0.60 0.75 0.90 1.05 1.20 1.35 1.50 1.65 1.80
(Resíduo normalizado 'f
Pontos no canto inferior direito podem ser "outllers".Pontos no canto superior esquerdo podem possuir alta Influência no resultado da regressão.
Distribuição dos Resíduos Normalizados
Intervalo Distribuição de Gauss % de Resíduos no Intervalo-1; +1 68,3% 77,78%
-1,64; +1,64 89,9% 100,00 %-1,96; +1,96 95,0% 100,00 %
Teste de Kolmogorov-Smirnov
Amostr. Resíduo F(z) G(z) Dit. esquerda Dif. Direita9 -0,3427 0,1647 0,1111 0,1646 0,05354 -0,3002 0,1964 0,2222 0,0852 0,02583 -0,2899 0,2047 0,3333 0,0175 0,12861 -0,2164 0,2689 0,4444 0,0644 0,17556 0,0359 0,541 0,5556 0,0963 0,01477 0,1045 0,617 0,6667 0,0614 0,04978 0,1533 0,669 0,7778 2,0695x10-3 0,10902 0,4122 0,880 0,8889 0,1018 9,2605x10-;:)5 0,4433 0,896 1,0000 7,5958x10-3 0,1035
Maior diferença obtida: 0,1755Valor crítico : 0,3880 (para o nível de significância de 10 %)
Segundo o teste de KoImogorov-Smlmov, a um nlvel de significância de 10%, aceita-se a hipótese alternativa de que há
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INFER 32 - Ária Sistemas de Informática Ltda.
normalidade.Nível de significância se enquadra em NBR 14653-2Regressâo Grau I.
Observação:O teste de Kolmogorov-Smimov tem valor aproximado quando é realizado sobre uma população cuja distribuição édesconhecida, como é o caso das avaliações pelo método comparativo.
Gráfico de Kolmogorov-Smirnov
Kolmogorov-Smirnov(elementos da amostra)
1.00,.,--,---~-~-~--;--~-~-~--,---~--...,
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0.60
0.50
0.40
0.30
0.20
0.10
0.00 '-+--+---+--1---+--4--4---4---+--+---+--1---'-1.04 -0.83 -0.63 -0.42 -0.21 0.00 0.21 0.42 0.63 0.83 1.04 1.25
Teste de Sequências/Sinais
Número de elementos positivos .Número de elementos negativos .Número de sequências .Média da distribuição de sinais .Desvio padrão .
:5:4:5: 4,5: 1,500
Teste de Sequências(desvios em torno da média) :
Limite inferior : 0,0402Limite superior : -0,6827Intervalo para a normalidade: [-1,2817 , 1,2817] (para o nível de significância de 10%)
Pelo teste de sequências, aceita-se a hipótese da aleatoriedade dos sinais dos resíduos.
Teste de SinaisPágina 17
Valor z (calculado) .Valor z (crítico) .
?~~INFER 32 - Ária Sistemas de Informática Ltda. 11t
(desvios em tomo da média)
: 0,3333: 1,2817 (para o nível de significância de 10%)
Pelo teste de sinais, aceita-se a hipótese nula, podendo ser afinnado que a distribuição dos desvios em tomo da médiasegue a curva normal (curva de Gauss).
Reta de Normalidade
0.46
0.36
0.270
0.180
.........0.090N
'-'...ce oo..·0.090
-0.180 - - --
-0.270
-0.36
o
NormaUdade(elementos da amostra)
: 9 :- - - - ~- - - - ~- - - - ~- - - - ~- - - - ~- - - - ~- - - -:- -a - ~- - -.) ~- - - - ~- - - -: : :: " : : :
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0.217 0.43 0.65 0.87 1.08
z
Autocorrelação
Estatística de Ourbin-Watson (OW)(nível de significância de 5,0%)
: 2,5115
Autocorrelação positiva (OW < OL)Autocorrelação negativa (OW > 4-0L)
: OL = 0,95: 4-0L = 3,05
Intervalo para ausência de autocorrelação (OU < OW < 4-0U)OU = 1,54 4-0U = 2,46
TestedeDurbln-Watson inconclusivo.
A autocorre/ação (ou auto-regressão) só pode ser vertticada se as amostragens estiverem ordenadas segundo umcritério conhecido. Se os dados estiverem aleatoriamente dispostos, o resultado (positivo ou negativo) nlo pode serconsiderado.
Gráfico de Auto-Correlação
Pãgina 18
INFER 32 - Aria Sistemas de Informática Ltda.
0.4600
0.3600
0.2700
0.1800"...._c-o 0,0900::J[mj(I) 0.000041a::
Auto-Correlação(elementos da amostra)
I 5: I
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-0,1800 -:- - - -: -- - -: -- --:- - -- -;- --1 ----~----t----~----~---~----~--I I I I
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I I I I
-0.2700 - ~-- - -4 - - - - ~- - - -~ - - - -:- - --I iJo I I I
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..().075O-0,3750 -0,2250
I J I I , I____ ~ ~ ~ ~ ;...3 __ ~ __J I I I ; ~ Ig:, .;) ,
----~----+----~----~---~----~--
0,0750 0,37500,2250
Resíduo(i-1 )
Seos pontos estiverem alinhados e a amostra estivei' com os dados ordenados, pode-se suspeitar da existência de~orreIação_
Resíduos x Variáveis Independentes
Verificação de multicolinearidade
Página 19
----------------------------------------------------------------------------------------------------------------
INFER 32 -Atia Sistemas de Informática Ltda.
Resíduos x Área(elementos da amostra)
•
0.'1600
0.3600
0.2700
0,1800
o::J 0,0900[~Ul~ 0,0000o::
-0,0900
-0,1800
-0,2700
-0,3600
I I 5: I I I I J I-----~~-~----~----~---~----~---~----~----:----~----~---\l':' f f tI I I I I I I I I ,_________J J 1 L ~ J J L L ~---I I I I I I I J I I
, , ,I I , I I I I I I I---------~----'----T----r----i---~----'----T----r----í--- ,I I I , I I I I I________ ~----~_---+_---~_---~---~----4----a·---~----~---til I I I I : '" I I
: I : I I : I 7:---------~----~----f----~----~---~----~----t----~----~---6 , I I (
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I I , I I I I I , I----~~--~----~----~----~--3i---~----~----~----~----~---\): : : : : g: : : : :I I • J • ~I I I I I---------~----~----.----~----~---~----~----+----~----~---, ,
0.0000 2000.0000 4000.0000 6000.0000 8000.0000 10000.0000
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0.2700
0,1800
o::J 0.0000@IIUl~ 0.0000o::
-0.0000 - - --
-0,1800 ---1
-0,2700 - --4
-0,3600 - - --
0,3600
Resíduos x Testada(elementos da amostra)
I I I , I I I , 5 ,- - -- ~- - -- ~-- - -:- -- - ~-- - -~-- - -:- - - -~- - --~- - - -:,;, - -~----., . ,, I , I I , I f , I----~----~----;----~----+---f- - -- ~-- --~ - - - -:----~- ---
I I 'II I I I I I , , I I----T----r----~---,----'----T----r----r----I----~----
----~----~--_-:----~----~----~----~----~---a.---~----: I : : J : I : ;~:
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I 1 I I I I I I II I I 6 I
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9I I I I I I I I\) J
____ • ~ 1 - -f- - __ ~_ - __ +- - -- ~- - --~ - - - -1- -- -~- ---, , ,
0.0000 0.4333 0.5500 0.8665 1.08330.2165
Testada
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INFER 32 - Ária Sistemas de Informática Ltda.
Resíduos x Variáveis Omitidas
Não existem Informações neste Item do relatório.
Estimativa x Amostra
Nome da Valor Valor ImóvelVariável Mínimo Máximo AvaliandoArea 364,00 10.000,00 10.000,00Testada não sim não
Nenhuma característica do objeto sob avaliação encontra-se fora do intervalo da amostra.
Formação dos Valores
Variáveis independentes:
• Área............ = 10.000,00• Testada = não
Estima-se Valor de mercado = 626.008,75
omodelo utilizado foi:
[Valor demercado] =Exp( 12,176 + 1,1711x1tr x [Área] + 0,6099x [TestadaD
Intervalo de confiança de 80,0 % para o valor estimado:
Mínimo: 406.901,40Máximo: 963.100,53
Intervalos de Confiança
( Estabelecidos para os regressores e para o valor esperado EM )
Intervalo de confiança de 80,0 % :
Nome da Limite Limite Amplitud Amplitude/médivariável Inferior Superior e a
Total (% )Area 458.346,63 855.001,27 396.654,64 60,40Testada 516.577,51 758.621,78 242.044,27 37,96E(Valor de mercado) 322.102,52 1.216.652,8 894.550,33 116,275Valor Estimado 406.901,40 963.100,53 556.199,13 81,20
Amplitude do intervalo de confiança: até 100,0%em tomo do valor central da estimativa.
O E(Va/or de mercado) possui uma amplitude no intervalo de confiança superior a 100,0%em tomo do valor central da
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INFER 32 - Ária Sistemas de Informática Ltda.
estimativa.
Variação da Função Estimativa
Variação da variável dependente (Valor de mercado) em função das variáveis independentes, tomada noponto de estimativa.
Variável dy/dx (*) I dy % (**)Area 73,3094 I 1,1711%Testada 3,8179x10° 0,0000%
(*) derivada parcial da variável dependente em função das independentes.(**) variação percentual da variável dependente correspondentea uma variação de 1%na variável independente.
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