Государственная валютная система и валютная политика

 Рубль еще не скоро сможет стать валютой внешних кредитов, выступать средством международных расчетов. Для этого должен появиться устойчивый спрос на рубли на мировых финансовых рынках. Иначе зарубежные банки не будут стремиться открывать корреспондентские счета в российской валюте. Этот спрос во многом зависит от доверия к российскому рублю со стороны международного финансового сообщества. Он же, в свою очередь, производный от доверия к экономике страны в целом.

 Учитывая  это, представляется целесообразным в первую очередь сосредоточиться на продвижении рубля к выполнению им международных функций не в глобальном, а в региональном масштабе. В данном случае имеются в виду страны СНГ и Китай, где рубль уже в той или иной мере подключен к обслуживанию внешнеторговых связей. Перспективы здесь более реальны, если, конечно, речь вести не о монопольном господстве российского рубля во внешнеэкономическом обороте названных стран, а об его более широком использовании наряду с их национальными валютами. 
 

Список  литературы. 

1. Ю. М. Бахрамов, В. В. Глухов «Организация внешнеэкономической  деятельности». –  Санкт-Петербург: 2001
2. В. Н. Додонов «Финансовое и банковское право» словарь-справочник. – М.: изд. «Инфра-М», 1997
3. В. П. Климович «Финансы, денежное обращение и кредит» - М.: изд. «Форум Инфра-М», 2004
4. Л. Н. Красавина «Международные валютно-кредитные  финансовые отношения» - М.: изд. «Финансы и статистика», 2000
5. Т. Р. Тэор «Мировая экономика» - Санкт- Петербург: 2001
6. А. И. Шмырева, В. И. Колесников «Международные валютно-кредитные отношения» - М.: изд. «Новый юрист» 2001
7. А. К. Шуркалина, Н. С. Цыпиной «Мировая экономика: введение во внешнеэкономическую деятельность» - М.: изд. «Логос», 2000

Приложение. 
 

 Начиная с 2003 г. в Основных направлениях единой государственной денежно-кредитной политики стала выделяться базовая инфляция в качестве самостоятельного показателя. При этом, исходя из конструкции базового индекса потребительских цен БИПЦ как субиндекса ИПЦ, она меньше общей инфляции, поскольку исчисляется по части потребительской корзины. И хотя базовая инфляция не является целевым ориентиром денежно-кредитной политики, ее роль весьма велика при оценке эффективности мер, предпринимаемых монетарными властями для обеспечения устойчивости рубля.

 В настоящее время одна из главных проблем организационного характера состоит в том, что целевой ориентир по общей инфляции формируется в недрах МЭРТ РФ и без сколько-либо серьезного научного оппонирования включается Банком России в свой главный программный документ — Основные направления единой государственной денежно-кредитной политики. ЦБ РФ разрабатывает, опираясь на компаративный анализ различных сценарных вариантов развития актуальных параметров экономики, перспективную оценку лишь базовой инфляции. Подобное ограничение выдвигает на первый план следующую задачу: определить, с какой вероятностью значение базовой инфляции, сложившееся по итогам года, не превысит прогнозный параметр на предстоящий год.

 Как представляется, главная трудность, возникающая при решении названной задачи, заключается в отсутствии необходимой информации, поскольку реально могут быть использованы лишь последние 5 лет (точек наблюдения), за которые получены фактические оценки базовой инфляции. Из них в 2002-2004 гг. базовая инфляция рассчитана органами государственной статистики - Росстатом, а за 2000-2001 гг., требуемый показатель достаточно точно оценен Банком России. Привлекать 1999 г. вряд ли целесообразно, поскольку в течение этого года экономика только входила в новое устойчивое состояние после августовского 1998 г. финансового кризиса.

 Итак, решение сформулированной выше вероятностной задачи фактически может опираться только на пять годовых наблюдений за базовой инфляцией и ее экзогенными факторами. Установлено, что к числу этих факторов относятся, прежде всего, номинальный курс доллара США к рублю (в дальнейшем для краткости — валютный курс); сводный индекс цен (или ценовой агрегат) производителей промышленных товаров, работающих непосредственно на потребительский рынок; инфляционные ожидания; монетарная компонента, которая исчисляется как сумма агрегата МО и депозитов до востребования населения.

 При столь ограниченной во временном аспекте статистической информации о базовой инфляции и ее экзогенных факторах вполне правомерным представляется эвристический подход, опирающийся на генерирование необходимой совокупности годовых данных исходя из соответствующей официальной ежемесячной статистики. Речь идет в данном случае о следующем эвристическом алгоритме.

 Пусть по итогам года t было зафиксировано значение некоторой переменной X, равное X_t, с помесячной разбивкой X', Х₂', ..., Х\₂,. Из X' (/= 1,2, ... ,12) конструируется двенадцать «квазигодовых» значений переменной X по формуле:

                   (1)

 Очевидно, что для *^в12 формула (1) дает наблюдавшееся значение X_t, а для к- 1 имеем х_х = (Х\)^п . Таким образом, при наличии пяти значений переменной X за 2000-2004 гг., используя формулу (1), несложно построить «выборку» или «выборочную совокупность», содержащую 60 элементов. Объем этой «выборки» целесообразно расширить, опираясь на следующий эвристический алгоритм.

  Пусть параметр / заключен в промежутке 2002-2004 гг. Сформируем два 12-мерных вектора У,= = (Г/,    К/..., Y_n^l)\A Y=(Y²,    Y₂²..., Y_]2²) таким образом, что:

Применение к векторам У, и Y₂ формулы (1) обеспечивает возможность расширения построенной ранее «выборки» до 84 элементов. Очевидно, не все они равнозначны. Это предопределяет необходимость экспертного анализа элементов «выборки» с целью исключения определенного числа ее наибольших и наименьших значений как заведомо маловероятных. Логичность такой процедуры становится вполне очевидной, если элементы «выборочной совокупности» предварительно ранжировать, например в возрастающем порядке.

 Проиллюстрируем приведенные выше выкладки на примере такого фактора, как публикуемый Банком России валютный курс, точнее говоря, среднемесячный номинальный обменный курс доллара США к рублю (табл. 1).

 Добавим к табл. 1 еще столбцы Y_x и Y₂, применим к расширенной «выборке» формулу (1) и упорядочим по возрастанию вновь полученную (т.е. эвристически смоделированную) совокупность элементов (табл. 2).

 Экспертная оценка элементов табл. 2 не представляет сложностей. Исходя из имеющейся за 2000-2004 гг. статистики валютного курса очевидно, что из состава этой таблицы должны быть исключены, как в настоящее время невероятные, первые 9 и последние 31 элементы. В результате получаем интервал, в котором с наибольшей вероятностью может находиться годовой темп изменения валютного курса: от 0,9247 (укрепление рубля на 7,5%) до 1,0591 (ослабление рубля к доллару США на 5,9%).

 Согласно сложившейся практике обработки выборочных совокупностей, этот интервал делится на 12 равных по длине сегментов равномерности.

Таблица 1

Темпы изменения среднемесячного обменного

курса доллара США к рублю за 2000-2004 гг.

(к предыдущему месяцу, в относительных величинах) 

Таблица 2

Эвристически смоделированная ранжированная совокупность годовых темпов изменения валютного курса