Государственная валютная система и валютная политика

Для каждого сегмента подсчитывается количество попавших в него элементов из скорректированной совокупности. Если в результате корректировки осталась совокупность, содержащая т элементов, а в интервале с номером k их оказалось h_k, то является оценкой вероятности того, что в предстоящем году валютный курс будет находиться в k-м интервале. Соответственно, вероятность Р_к того, что валютный курс не превысит правую границу интервала к, составляет величину, равную

Аналогичным образом могут быть получены необходимые оценки вероятности для других экзогенных факторов, определяющих динамику базовой инфляции (очевидным исключением является фактор инфляционных ожиданий).

Для экзогенного фактора валютного курса в табл. 3 представлены названные выше интервалы равномерности и соответствующие им h_k.

 На основании данной таблицы при любой априорно заданной вероятности легко оценить соответствующий годовой темп изменения номинального обменного курса доллара США к рублю. Иными словами, табл. 3 является инструментом для определения максимально возможного годового изменения валютного курса, которое соответствует априори выбранной вероятности.

 По аналогичной схеме строятся таблицы для других экзогенных факторов, определяющих динамику БИПЦ: сводного индекса цен производителей, работающих непосредственно на потребительский рынок (табл. 4), и монетарной компоненты (табл. 5).

 Имея эконометрическую модель БИПЦ, для априори заданной вероятности с помощью табл. 3-5 легко оценить величину базовой инфляции. Причем в данном случае уместно сделать следующие два замечания. Во-первых, указанная оценка базовой инфляции будет существенно зависеть от интервала, на котором построена модель БИПЦ и исчислены коэффициенты эластичности данного субиндекса ИПЦ по экзогенным факторам. Во-вторых, оценка базовой инфляции будет минимальной для заданного уровня вероятности. В табл. 6 представлены результаты соответствующих расчетов. В их основе лежит эконометрическая модель БИПЦ с постоянными коэффициентами эластичности, построенная по базисному периоду за 2001— 2004 гг. с применением процедуры робастной оценки параметров. Подобный подход позволил получить коэффициенты эластичности:

l = 0,125; 2 = 0,586; З = 0,223; 4 = 0,043,    (3)

которые, с одной стороны, экономически интерпретируемы, а с другой - обладают достаточной статистической надежностью.

 При данных значениях параметров l, 2, З и 4 модель базового индекса потребительских цен имеет следующий вид:

где: P_t - индекс БИПЦ в месяце t, исчисленный по отношению к месяцу (t—1); E_t - темп роста (снижения) номинального обменного курса доллара США к рублю, сложившегося в среднем за месяц t, по отношению к такому же показателю в месяце (t —1); У - индекс изменения цен (ценовой агрегат) производителей промышленных товаров, направляемых непосредственно на потребительский рынок, в месяце t к месяцу (t-1); R_t-1 - индекс ИПЦ в месяце (t-1), исчисленный к месяцу (t-2); M_t-l - индекс изменения монетарного агрегата (суммы денежной массы МО и депозитов до востребования населения) в месяце (t-1) к месяцу (t-2).

 Важное свойство коэффициентов эластичности заключается в том, что они положительные и их сумма представляет собой величину, близкую к единице. Проблема здесь состоит в следующем. Пусть экзогенные факторы модели (4) увеличены на 1%. Тогда ее правая мультипликативная часть преобразуется следующим образом:

 Последнее из равенств (5) с погрешностью менее 0,0001 может быть представлено в виде:

Поскольку в модели БИПЦ (4) коэффициенты эластичности положительные, то чем ближе их сумма к единице, тем точнее выполняется очевидное условие: увеличение на 1% экзогенных факторов должно привести к такому же увеличению (т.е. на 1%) эндогенной переменной. Если сумма коэффициентов эластичности отличается от единицы незначительно, то l, 2, 3, 4 легко преобразовать так, что в сумме они дадут единицу, а их новые значения будут весьма близкими к прежним робастным оценкам.

 В силу того что коэффициенты эластичности положительны, для замедления роста БИПЦ (а значит, и базовой инфляции) требуется проведение финансово-экономической и социальной политики, обеспечивающей, во-первых, укрепление рубля, а во-вторых, сокращение темпов роста ценового агрегата производителей, работающих непосредственно на потребительский рынок, и темпов роста суммы наличных денег в обращении и депозитов до востребования населения. В табл.6 для выбранных автором уровней вероятности оценены максимально возможные темпы изменения экзогенных факторов. Если хотя бы один из этих темпов будет превышен, увеличится и базовая инфляция. Таким образом, в последней колонке табл. 6 показаны минимальные уровни базовой инфляции для соответствующей априорно выбранной вероятности.