Государственная валютная система и валютная политика (стр. 8 из 8)
Проиллюстрируемприведенныевышевыкладкина примеретакогофактора, какпубликуемыйБанком Россиивалютныйкурс, точнееговоря, среднемесячныйноминальныйобменныйкурсдоллараСШАкрублю (табл. 1).
Добавимктабл. 1 ещестолбцыYxиY2, применимк расширенной«выборке»формулу (1) иупорядочим повозрастаниювновьполученную (т.е. эвристически смоделированную) совокупностьэлементов (табл. 2).
Экспертнаяоценкаэлементовтабл. 2 непредставляетсложностей. Исходяизимеющейсяза 2000-2004 гг. статистикивалютногокурсаочевидно, чтоиз составаэтойтаблицыдолжныбытьисключены, какв настоящеевремяневероятные, первые 9 ипоследние 31 элементы. Врезультатеполучаеминтервал, вкоторомснаибольшейвероятностьюможетнаходиться годовойтемпизменениявалютногокурса: от 0,9247 (укреплениерубляна 7,5%) до 1,0591 (ослабление рублякдолларуСШАна 5,9%).
Согласносложившейсяпрактикеобработкивыборочныхсовокупностей, этотинтервалделитсяна 12 равных по длине сегментов равномерности.
Таблица 1
Темпыизменениясреднемесячногообменного
курсадоллараСШАкрублюза 2000-2004 гг.
(кпредыдущемумесяцу, вотносительныхвеличинах)
| I | 1,0518 | 1,0138 | 1,0125 | 0,9993 | 0,9825 |
| II | 1,0191 | 1,0083 | 1,0110 | 0,9964 | 0,9859 |
| III | 0,9906 | 1,0029 | 1,0084 | 0,9922 | 1,0006 |
| IV | 1,0047 | 1,0059 | 1,0036 | 0,9923 | 1,0051 |
| V | 0,9902 | 1,0060 | 1,0024 | 0,9906 | 1,0108 |
| VI | 0,9976 | 1,0033 | 1,0049 | 0,9858 | 1,0014 |
| VII | 0,9861 | 1,0035 | 1,0036 | 0,9960 | 1,0017 |
| VIII | 0,9959 | 1,0044 | 1,0013 | 0,9996 | 1,0046 |
| IX | 1,0022 | 1,0028 | 1,0022 | 1,0082 | 1,0003 |
| X | 1,0027 | 1,0036 | 1,0021 | 0,9859 | 0,9951 |
| XI | 0,9978 | 1,0088 | 1,0037 | 0,9884 | 0,9830 |
| XII | 1,0059 | 1,0099 | 1,0009 | 0,9874 | 0,9768 |
Таблица 2Эвристическисмоделированнаяранжированнаясовокупность годовыхтемповизменениявалютногокурса
| 1 | 0,8089 | 13 | 0,9322 | 25 | 0,9594 | 37 | 0,9918 | 49 | 1,0481 | 61 | 1,0730 | 73 | 1,1106 |
| 2 | 0,8259 | 14 | 0,9336 | 26 | 0,9612 | 38 | 0,9947 | 50 | 1,0499 | 62 | 1,0739 | 74 | 1,1116 |
| 3 | 0,8825 | 15 | 0,9367 | 27 | 0,9638 | 39 | 0,9990 | 51 | 1,0528 | 63 | 1,0744 | 75 | 1,1349 |
| 4 | 0,8961 | 16 | 0,9373 | 28 | 0,9684 | 40 | 0,9992 | 52 | 1,0580 | 64 | 1,0757 | 76 | 1,1406 |
| 5 | 0,8975 | 17 | 0,9423 | 29 | 0,9693 | 41 | 0,9994 | 53 | 1,0591 | 65 | 1,0774 | 77 | 1,1407 |
| 6 | 0,9116 | 18 | 0,9445 | 30 | 0,9725 | 42 | 1,0000 | 54 | 1,0624 | 66 | 1,0824 | 78 | 1,1500 |
| 7 | 0,9171 | 19 | 0,9482 | 31 | 0,9748 | 43 | 1,0069 | 55 | 1,0642 | 67 | 1,0832 | 79 | 1,1604 |
| 8 | 0,9218 | 20 | 0,9483 | 32 | 0,9792 | 44 | 1,0105 | 56 | 1,0673 | 68 | 1,0890 | 80 | 1,1783 |
| 9 | 0,9246 | 21 | 0,9484 | 33 | 0,9853 | 45 | 1,0237 | 57 | 1,0681 | 69 | 1,0919 | 81 | 1,2144 |
| 10 | 0,9247 | 22 | 0,9496 | 34 | 0,9885 | 46 | 1,0402 | 58 | 1,0685 | 70 | 1,0947 | 82 | 1,2715 |
| 11 | 0,9307 | 23 | 0,9503 | 35 | 0,9894 | 47 | 1,0412 | 59 | 1,0699 | 71 | 1,0965 | 83 | 1,5171 |
| 12 | 0,9309 | 24 | 0,9527 | 36 | 0,9902 | 48 | 1,0438 | 60 | 1,0712 | 72 | 1,1044 | 84 | 1,8341 |
Длякаждого сегментаподсчитываетсяколичествопопавшихвнего элементовизскорректированнойсовокупности. Еслив результатекорректировкиосталасьсовокупность, содержащаятэлементов, авинтервалесномеромkих оказалосьhk, то
являетсяоценкойвероятности того, чтовпредстоящемгодувалютныйкурсбудетнаходитьсявk-минтервале. Соответственно, вероятность Рктого, чтовалютныйкурснепревыситправуюграницуинтервалак, составляетвеличину, равную 
Аналогичнымобразоммогутбытьполученынеобходимыеоценкивероятностидлядругихэкзогенных факторов, определяющихдинамикубазовойинфляции (очевиднымисключениемявляетсяфакторинфляционныхожиданий).
Дляэкзогенногофакторавалютногокурсавтабл. 3 представленыназванныевышеинтервалыравномерностиисоответствующиеимhk.
НаоснованииданнойтаблицыприлюбойаприорнозаданнойвероятностилегкооценитьсоответствующийгодовойтемпизмененияноминальногообменногокурсадоллараСШАкрублю. Инымисловами, табл. 3 являетсяинструментомдляопределениямаксимальновозможногогодовогоизменениявалютногокурса, котороесоответствуетаприоривыбранной вероятности.
Поаналогичнойсхеместроятсятаблицыдлядругихэкзогенныхфакторов, определяющихдинамику БИПЦ: сводногоиндексаценпроизводителей, работающихнепосредственнонапотребительскийрынок (табл. 4), имонетарнойкомпоненты (табл. 5).
ИмеяэконометрическуюмодельБИПЦ, дляаприоризаданнойвероятностиспомощьютабл. 3-5 легко оценитьвеличинубазовойинфляции. Причемвданномслучаеуместносделатьследующиедвазамечания. Во-первых, указаннаяоценкабазовойинфляции будетсущественнозависетьотинтервала, накотором построенамодельБИПЦиисчисленыкоэффициенты эластичностиданногосубиндексаИПЦпоэкзогенным факторам. Во-вторых, оценкабазовойинфляциибудетминимальнойдлязаданногоуровнявероятности. Втабл. 6 представленырезультатысоответствующих расчетов. ВихосновележитэконометрическаямодельБИПЦспостояннымикоэффициентамиэластичности, построеннаяпобазисномупериодуза 2001— 2004 гг. сприменениемпроцедурыробастнойоценкипараметров. Подобныйподходпозволилполучить коэффициентыэластичности:
l= 0,125; 2 = 0,586; З = 0,223; 4 = 0,043, (3)которые, соднойстороны, экономическиинтерпретируемы, асдругой - обладаютдостаточнойстатистическойнадежностью.
Приданныхзначенияхпараметров
l, 2, Зи 4 модельбазовогоиндексапотребительскихценимеет следующийвид: 
где: Pt - индексБИПЦвмесяцеt, исчисленныйпоотношениюкмесяцу (t—1); Et - темпроста (снижения) номинальногообменногокурсадоллараСШАкрублю, сложившегосявсреднемзамесяц t, поотношениюктакомужепоказателювмесяце (t—1); У - индексизмененияцен (ценовойагрегат) производителейпромышленныхтоваров, направляемыхнепосредственнонапотребительскийрынок, вмесяцеtкмесяцу(t-1);Rt-1 - индексИПЦвмесяце (t-1), исчисленныйкмесяцу (t-2); Mt-l- индексизменениямонетарногоагрегата (суммыденежноймассы МО идепозитовдовостребованиянаселения) вмесяце(t-1) кмесяцу(t-2).
Важноесвойствокоэффициентовэластичностизаключаетсявтом, чтоониположительныеиихсумма представляетсобойвеличину, близкуюкединице. Проблемаздесьсостоитвследующем. Пустьэкзогенныефакторымодели (4) увеличенына 1%. Тогдаее праваямультипликативнаячастьпреобразуетсяследующимобразом:
Последнееизравенств(5)спогрешностьюменее 0,0001 можетбытьпредставленоввиде:
ПосколькувмоделиБИПЦ (4) коэффициентыэластичностиположительные, точемближеихсуммак единице, темточнеевыполняетсяочевидноеусловие: увеличениена 1% экзогенныхфакторовдолжнопривестиктакомужеувеличению (т.е. на 1%) эндогеннойпеременной. Еслисуммакоэффициентовэластичностиотличаетсяотединицынезначительно, то
l, 2, 3, 4 легкопреобразоватьтак, чтовсуммеони дадутединицу, аихновыезначениябудутвесьмаблизкимикпрежнимробастнымоценкам.Всилутогочтокоэффициентыэластичностиположительны, длязамедленияростаБИПЦ (азначит, и базовойинфляции) требуетсяпроведениефинансово-экономическойисоциальнойполитики, обеспечивающей, во-первых, укреплениерубля, аво-вторых, сокращениетемповростаценовогоагрегата производителей, работающихнепосредственнона потребительскийрынок, итемповростасуммыналичныхденегвобращенииидепозитовдовостребованиянаселения. Втабл.6 длявыбранныхавтором уровнейвероятностиоцененымаксимальновозможныетемпыизмененияэкзогенныхфакторов. Еслихотя быодинизэтихтемповбудетпревышен, увеличится ибазоваяинфляция. Такимобразом, впоследней колонкетабл. 6 показаныминимальныеуровнибазовойинфляциидлясоответствующейаприорновыбраннойвероятности.