Эвристически смоделированная ранжированная совокупность годовых темпов изменения валютного курса

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.