CC BY
7
оригинальная статья
(СО ]
DOI: 10.26794/2587-5671-2024-28-5-239-248 УДК 336.76(045) JEL G11, G23, G24
Влияние уровня финансовой грамотности на выбор финансовых инструментов частными инвесторами в российских условиях
Р. М. Мельников
Российская академия народного хозяйства и государственной службы при Президенте Российской Федерации,
Москва, Россия
АННОТАЦИЯ
В статье с использованием данных пятой волны Всероссийского обследования домохозяйств по потребительским финансам, проведенной в 2022 г. по заказу Банка России, исследуется влияние финансовой грамотности, склонности к риску и ожиданий на выбор финансовых инструментов частными инвесторами. Подобный анализ с использованием российских данных проводится впервые. Цель данного исследования - определить роль финансовой грамотности в принятии индивидуальных инвестиционных решений. Результаты оценки логит- и тобит-регрессий показали, что инвестиции российских граждан в инструменты фондового рынка ограничивает главным образом высокая степень неприятия финансовых рисков, а не недостаточный уровень финансовой грамотности, а ожидания не влияют на выбор финансовых инструментов. В условиях отсутствия глубоких финансовых компетенций отказ физических лиц, характеризующихся низкой толерантностью к возможным убыткам, от инвестиций в инструменты фондового рынка и предпочтение банковских депозитов является вполне рациональным и обоснованным решением. Вместе с тем это создает неблагоприятные условия для реализации разработанной Минфином России программы долгосрочных сбережений и привлечения долгосрочных инвестиционных ресурсов российскими компаниями реального сектора экономики в условиях закрытия доступа к глобальным финансовым рынкам. В то же время активное приобретение криптовалют лицами с высокой самооценкой собственных финансовых компетенций, но невысокими доходами и рейтингом финансовой грамотности, рассчитанным на основе ответов на тестовые задания, порождает повышенные риски недостижения финансовых целей. Поэтому в рамках реализации продвигаемых МГУ им. М. В. Ломоносова и Банком России инициатив по повышению уровня финансовой грамотности и финансовой культуры российских граждан необходимо обращать особое внимание на риски операций с криптовалютами. Для развития информационной базы дальнейших исследований предлагается включить в последующие волны обследования вопросы, позволяющие оценивать продвинутые финансовые компетенции и формировать значения переменных, способных выступать инструментами для уровня финансовой грамотности.
Ключевые слова: сбережения населения; частные инвесторы; финансовое поведение; фондовый рынок; банковские депозиты; криптовалюты; финансовая грамотность; толерантность к риску; Всероссийское обследование домохозяйств по потребительским финансам
Для цитирования: Мельников Р. М. Влияние уровня финансовой грамотности на выбор финансовых инструментов частными инвесторами в российских условиях. Финансы: теория и практика. 2024;28(5):239-248. DOI: 10.26794/25875671-2024-28-5-239-248
original paper
The Impact of Financial Literacy on the Choice of Financial Instruments by Private Investors in Russian Conditions
R. М. Melnikov
Russian Presidential Academy of National Economy and Public Administration, Moscow, Russia
abstract
The paper examines the impact of financial literacy, risk tolerance and expectations on the choice of financial instruments by private investors using data from the 5th wave of the All-Russian household survey on consumer finance, conducted in 2022 at the request of the Bank of Russia. This is the first time such an analysis using Russian data has been carried out. The purpose of this study is to determine the role of financial literacy in making individual investment decisions. The results of logit- and tobit-regression estimation show that the investments of Russian citizens in stocks, bonds and mutual funds are
© Мельников Р. М., 2024
BY 4.0
mainly Limited by a high degree of financial risk aversion, and not by an insufficient Level of financial Literacy. Expectations do not affect the choice of financial instruments. The refusal of individuals with low tolerance for possible losses to invest in securities market instruments and the preference for bank deposits is a reasonable and rational decision in case of the absence of deep financial competencies. At the same time, this creates unfavorable conditions for the implementation of the long-term savings program developed by the Ministry of Finance of Russia and attracting long-term investment resources by Russian companies in the real sector of the economy in the context of closed access to global financial markets. The active acquisition of cryptocurrencies by respondents with high self-esteem of their own financial competencies, but low incomes and low financial literacy ratings, calculated on the basis of answers to test tasks, generates increased risks of not achieving financial goals. Therefore, it is necessary to pay special attention to the risks of transactions with cryptocurrencies as a part of the implementation of initiatives promoted by the Moscow State University and the Bank of Russia to improve the level of financial literacy and financial culture of Russian citizens. It is proposed to include questions that allow assessing advanced financial competencies and forming the values of variables that can act as instruments for the level of financial literacy in subsequent waves of the survey to develop the information base for further research.
Keywords: household savings; private investors; financial behavior; stock market; bank deposits; cryptocurrencies; financial literacy; risk tolerance; All-Russian household survey on consumer finance
For citation: Melnikov R. М. The impact of financial literacy on the choice of financial instruments by private investors in Russian conditions. Finance: Theory and Practice. 2024;28(5):239-248. In Russ. DOI: 10.26794/2587-5671-2024-28-5239-248
ВВЕДЕНИЕ
В последние годы сформировалась тенденция к повышению роли инструментов фондового рынка в организации размещения сбережений российских граждан. Введение налога на процентный доход по депозитам [при наличии инструментов фондового рынка, которые позволяют его избежать при долгосрочном владении — индивидуальных инвестиционных счетов и паевых инвестиционных фондов (ПИФ)], а также развитие информационных технологий, существенно упростивших совершение операций с ценными бумагами частными инвесторами, привели к частичному перетоку средств населения с банковских вкладов в акции, облигации и ПИФ.
Несмотря на значительные потери, понесенные российскими инвесторами после начала специальной военной операции и последовавших за ней жестких санкций со стороны недружественных государств, интерес к инструментам фондового рынка сохраняется. На конец 2023 г. количество физических лиц, имеющих брокерские счета, достигло 29,7 млн человек, а общая сумма их активов составила 9,2 трлн руб.1 Вместе с тем наиболее популярным инструментом сбережений населения остаются банковские депозиты, объем которых на 01.03.2024 составлял 30,5 трлн руб.2
В то же время влияние уровня финансовой грамотности, склонности к риску и ожиданий по поводу перспектив экономического развития страны на выбор между банковскими депозитами и инструментами фондового рынка при размещении сбережений фи-
1 Сайт Банка России. URL: https://www.cbr.ru/Collection/ Collection/File/48976/review_broker_Q4_2023.pdf (дата обращения: 10.05.2024).
2 Сайт Банка России. URL: https://www.cbr.ru/statistics/
bank_sector/review/ (дата обращения: 10.05.2024).
зических лиц в российских условиях остается неизученным. Особый интерес представляет и то, в какой мере практические решения по размещению своих сбережений частными инвесторами базируются на понимании базовых теоретических концепций в сфере управления личными финансами. В связи с этим цель данного исследования — определить роль финансовой грамотности в принятии индивидуальных инвестиционных решений с использованием данных пятой волны Всероссийского обследования домохозяйств по потребительским финансам, проведенной в 2022 г. по заказу Банка России3.
обзор литературы
Даже в странах, имеющих длительную историю развития фондового рынка, далеко не все физические лица используют ценные бумаги и взаимные фонды для размещения хотя бы небольшой части своих сбережений, хотя с точки зрения финансовой теории это нерационально (например, согласно модели оценки капитальных активов частный инвестор должен распределять средства между безрисковым активом и рыночным портфелем, включающим обращающиеся на фондовом рынке ценные бумаги [1]). В зарубежной литературе этот феномен получил название «загадки участия в фондовом рынке» (stock market participation puzzle) [2, p. 1070]. Его объяснение связывают как с объективными факторами — высокими трансакционными издержками, связанными с получением и обработкой информации о ценных бумагах и их эмитентах [3], понижен-
3 Сайт Банка России. URL: https://www.cbr.ru/ec_research/ vserossiyskoe-obsledovanie-domokhozyaystv-po-potrebitel-skim-finansam/ (дата обращения: 10.05.2024).
ной по сравнению с альтернативными инвестициями доходностью с поправкой на риск [4], низким качеством регулирования деятельности профессиональных участников финансового рынка [5-7], так и с субъективными — высоким неприятием риска и стремлением полностью исключить возможность потерь [2, 8], низкой самооценкой собственной финансовой грамотности [9], неблагоприятными ожиданиями по поводу перспектив экономического развития страны [10-12]. Особую роль среди этих факторов играет финансовая грамотность, под которой А. Лусарди и О. Митчелл понимают «способность людей обрабатывать экономическую информацию и принимать обоснованные решения в области финансового планирования, накопления активов, долговых обязательств и пенсионных резервов» [13, р. 6].
Теория жизненного цикла [14] и модель оценки капитальных активов [1] предполагают, что физические лица способны осуществлять сложные финансовые вычисления и обладают глубокими компетенциями для работы на финансовом рынке. А. Лусарди, Т. Мишо и О. Митчелл [15] и Т. Джапелли и М. Падула [16] разработали теоретические модели межвременного портфельного выбора, предполагающие, что инвестирование в человеческий капитал в форме повышения уровня финансовой грамотности позволяет физическим лицам снижать издержки входа на фондовый рынок и трансакционные издержки, связанные с совершением финансовых операций. Из этих моделей следует, что повышение уровня финансовой грамотности должно приводить к повышению вероятности присутствия на фондовом рынке и повышению доли инструментов фондового рынка в совокупном объеме сбережений. Проверка гипотез, вытекающих из этих теоретических моделей, требует количественного измерения уровня финансовой грамотности инвесторов.
По мнению А. Лусарди и О. Митчелл, базовыми финансовыми компетенциями, лежащими в основе сберегательных и инвестиционных решений, являются умение выполнять вычисления, связанные с начислением сложных процентов, понимание инфляции и понимание важности диверсификации инвестиционных рисков [13, р. 10]. Для измерения этих компетенций были разработаны три стандартных вопроса, которые с небольшими поправками на национальную специфику используются при проведении обследований потребительских финансов не только в США, но и в Европе (Германия, Швейцария, Нидерланды) и Азии (Китай, Таиланд). В большинстве обследований базовые вопросы дополняются вопросами повышенной сложности, позволяющими оценить понимание респондентами особенностей различных финансо-
вых инструментов, прежде всего акций, облигаций и взаимных фондов.
Анализ результатов проведенных обследований показывает, что уровень финансовой грамотности достаточно невысок. Более 50% респондентов, в том числе в США, допускают ошибки в ответах даже на самые простые вопросы базового уровня [13, 17-22]. Результаты ответов на более сложные вопросы продвинутого уровня свидетельствуют о слабой подготовленности респондентов к осуществлению операций на фондовом рынке. Например, только 21% опрошенных в США знают об обратной зависимости между ценами облигаций и процентными ставками [13, р. 12]. Это достаточно сильно противоречит предпосылкам теоретических моделей, которые исходят из того, что частные инвесторы обладают полной информацией и действуют рационально. Таким образом, низкий уровень финансовой грамотности может как препятствовать совершению операций частными инвесторами, так и подвергать их необоснованному риску, если инвесторы решаются совершать операции в тех сегментах финансового рынка, специфику которых они не понимают.
Помимо объективных оценок уровня финансовой грамотности, которые строятся путем обобщения ответов на вопросы, позволяющие измерить уровень владения финансовыми компетенциями, в международной практике широко используются результаты самооценки, когда респондент сам определяет уровень финансовой грамотности.
Результаты эмпирических исследований по данным различных стран мира свидетельствуют, что уровень финансовой грамотности существенно и положительно влияет как на принятие решений об открытии позиций по ценным бумагам и ПИФ, так и на долю средств, направляемых в инструменты фондового рынка [9, 12, 18, 21-25]. Исследований, изучающих подобные эффекты с использованием российских данных, автору найти не удалось, хотя влияние уровня финансовой грамотности на использование банковских счетов и банковских кредитов [26], а также услуг негосударственных пенсионных фондов [27] в российских условиях уже оценивалось. В исследованиях с использованием зарубежных данных также выявляется положительная связь между уровнем финансовой грамотности и благосостоянием [28-30].
Наряду со специальными знаниями, характеризуемыми объективными и субъективными оценками финансовой грамотности, существенное влияние на использование инструментов фондового рынка оказывает уровень полученного формального образования, поскольку оно также облегчает преодоление барьеров, обусловленных необходимостью анализа
финансовой информации при принятии и реализации инвестиционных решений [31, 32]. Важными факторами выбора финансовых инструментов физическими лицами выступают их отношение к риску [2, 23, 33, 34] и ожидания по поводу перспектив экономического развития страны [12].
Проведенный анализ результатов зарубежных исследований позволяет выдвинуть следующие гипотезы для тестирования с использованием данных Всероссийского обследования домохозяйств по потребительским финансам:
Н1: Повышение объективно измеренного уровня финансовой грамотности сопровождается активизацией использования инструментов фондового рынка.
Н2: Высокая субъективная уверенность в уровне собственной финансовой грамотности сопровождается активизацией использования инструментов фондового рынка.
Н3: Повышение склонности к риску сопровождается повышением роли инструментов фондового рынка и криптовалют в структуре финансовых активов.
Н4: Пессимистичные ожидания по поводу перспектив развития экономики России способствуют снижению доли рисковых активов.
ФИНАНСОВАЯ ГРАМОТНОСТЬ, СКЛОННОСТЬ К РИСКУ И ОЖИДАНИЯ В РОССИЙСКИХУСЛОВИЯХ
В нашем исследовании используются данные пятой волны Всероссийского обследования домохозяйств по потребительским финансам, проведенной в 2022 г. по заказу Банка России, в которой приняли участие 12 162 респондента.
Несмотря на активное открытие брокерских счетов российскими гражданами в последние годы, инструменты фондового рынка по-прежнему составляют малую долю финансовых активов респондентов, которые приняли участие в опросе. Подавляющее большинство (60,74%) респондентов используют банковские депозиты для размещения своих сбережений. Лишь немногие респонденты инвестируют в акции (0,79%), облигации (0,21%), ПИФ (0,19%) и криптовалюту (0,20%). Столь консервативный подход к выбору инструментов размещения сбережений существенно отличается не только от ситуации в стране с наиболее развитым фондовым рынком — США, где 53% респондентов аналогичного опроса инвестируют в акции и 8% — в облигации [12], но и в Китае, где 10% респондентов имеют в своем портфеле акции и 5% — ПИФ [23], и Таиланде, где 9% респондентов имеют в своем портфеле акции или фонды акций и 10% — облигации или фонды облигаций [22].
Доля банковских депозитов в общей структуре финансовых активов респондентов составляет 93,38%, инструментов фондового рынка — 5,16%, из которых 3,83% приходятся на акции, 0,86% — на облигации и 0,47% — на ПИФ. Оставшаяся часть приходится на обезличенные металлические счета (ОМСч) (0,28%) и криптовалюты (1,18%).
В раздел «финансовая грамотность» обследования включены вопросы, позволяющие установить субъективное представление респондентов о своей финансовой грамотности, а также дать ее объективную оценку по результатам ответов на тестовые задания. Только 10,67% респондентов оценивают свои знания и навыки в области финансовой грамотности как хорошие или отличные, а 43,5% самокритично отмечают, что они неудовлетворительны или вообще отсутствуют. В то же время 43,13% респондентов считают свои знания и навыки удовлетворительными.
Как и в аналогичных зарубежных обследованиях, вопросы теста позволяют проверить адекватность представления респондентов об алгоритме начисления сложных процентов и инфляции. Однако ключевой с точки зрения А. Лусарди и О. Митчелл [13, р. 10] вопрос о сравнительном уровне рисков инвестиций в акции и ПИФ в обследование Банка России не включен, как и вопросы продвинутого уровня о характеристиках акций, облигаций и ПИФ (например, о характере взаимосвязи между процентными ставками и ценами облигаций). В то же время, в отличие от зарубежных обследований, в российском опросе особое внимание уделяется осведомленности респондентов о характеристиках российской системы страхования вкладов.
Если исходить из результатов ответов на тестовые задания, позволяющие оценить владение техникой начисления сложных процентов и понимание эффектов инфляции, то можно сделать вывод, что уровень финансовой грамотности россиян (65% правильных ответов на вопросы про начисление сложных процентов и 57% правильных ответов на вопросы на понимание эффектов инфляции) ниже по сравнению с гражданами США (76% и 81%) [12], Германии (78% и 82%) [19], Швейцарии (78% и 79%) [20] и Нидерландов (77% и 85%) [18], но выше по сравнению с гражданами Китая (57% и 50%) [21]. К сожалению, другие вопросы для тестирования финансовой грамотности не сопоставимы с применяемыми в зарубежных обследованиях.
Для получения объективного рейтинга уровня финансовой грамотности мы просуммировали количество правильных ответов на вопросы, характеризующие умение начислять сложные проценты, знание эффектов инфляции, понимание соотношения между доходностью и риском, знание параметров системы страхова-
ния вкладов, наличие представления о ключевой ставке и умение рассчитывать скидки. В среднем респонденты правильно ответили на 5,4 тестовых задания из 9, принимаемых во внимание при расчете рейтинга финансовой грамотности, при медианном значении 6.
Как субъективная самооценка, так и объективный рейтинг финансовой грамотности выше у респондентов, имеющих высшее образование. С увеличением возраста финансовая грамотность сначала возрастает, а затем начинает убывать. Максимальный уровень самооценки финансовой грамотности демонстрируется респондентами примерно 30-летнего возраста, что согласуется с результатами исследования О. В. Кузнецова и соавторов [35], а объективный рейтинг финансовой грамотности — респондентами 40-летнего возраста. В отличие от зарубежных обследований, зависимость финансовой грамотности от пола на российских данных не прослеживается.
70,3% опрошенных заявили о своей полной неготовности к принятию финансовых рисков. Только 7,3% респондентов продемонстрировали готовность принимать существенные и значительные риски ради получения повышенной прибыли.
Если на горизонте 2 года респонденты оценивают экономические условия в России как неблагоприятные, то в более длительном периоде (на горизонте 5 лет) многие рассчитывают на улучшение экономической ситуации. Плохими перспективы российской экономики на горизонте 2 года считают 38,1% респондентов, но применительно к горизонту 5 лет доля пессимистов снижается до 27,9%. И если на горизонте 2 года хорошими считают перспективы российской экономики только 13,0% респондентов, то на горизонте 5 лет доля оптимистов возрастает до 20,4%.
МЕТОДОЛОГИЯ
Для проверки выдвинутых гипотез оценивались модели бинарного выбора, объясняющие включение различных финансовых активов в портфель респондента, а также тобит-модели, объясняющие доли различных финансовых активов в портфеле респондента. Поскольку основной интерес для нас представляет объяснение структуры финансовых активов физических лиц, при оценке регрессионных моделей использовались данные только по тем респондентам, которые сообщили о наличии у них каких-либо финансовых активов (60,89% выборки).
Для анализа факторов, определяющих использование респондентом различных финансовых активов, оценивались модели:
где aiki — бинарная переменная, показывающая, присутствует ли в портфеле респондента i финансовый актив k; lo. — объективная оценка уровня финансовой грамотности респондента, исходя из ответов на тестовые задания; ls. — субъективная самооценка уровня финансовой грамотности; rt. — готовность респондента принимать финансовые риски; ext — ожидания респондента по поводу перспектив развития российской экономики на горизонте 5 лет; fe. — индикатор женского пола; age. — возраст; he. — индикатор наличия высшего образования; inc. — годовой доход; F—логистическая функция.
Модель (1) оценивалась для всех инвестиций в инструменты фондового рынка (акции, облигации и ПИФ), а также для инвестиций в акции, облигации, ПИФ, криптовалюту, банковские депозиты и ОМСч.
Для анализа факторов, определяющих доли инвестиций респондента в финансовый актив k, оценивались тобит-модели (2)-(4):
as**, .= b+ bJo.+ bJs.+ b rt. + b.ex.+ bfe.+ bage.+ b. he.
ki 0 1 i 2 i 3 i 4 i 5 i 6 ° i 7 i
+ bjn(inc) + e;
asu = as*jd, если as*u > 0;
asM=0, если as*M < 0,
(2)
(3)
(4)
Pr(ail. = 1) = F(b0 + b1lo. + b2ls. + b3rt. + b4ex. + bfe. + b6age. + b7he. + bln(inc) + e),
(1)
где аз'^ — латентная переменная доли финансового актива к в портфеле респондента г; азк. — фактическая доля финансового актива к в портфеле респондента г; остальные переменные соответствуют используемым в модели (1). Предполагалось, что случайный член е. нормально распределен.
результаты
В табл. 1 представлены коэффициенты при объясняющих переменных уравнения (1), зависимой переменной в котором является индикатор наличия у респондента соответствующего финансового актива.
Результаты расчетов показывают, что повышение рейтинга финансовой грамотности, рассчитанного на основе ответов на тестовые задания, повышает склонность респондентов включать в свой портфель инструменты фондового рынка — облигации и акции, причем применительно к облигациям эффект выражен сильнее, т.е. финансово грамотные инвесторы в российских условиях воспринимают облигации как инструмент с оптимальным соотношением между доходностью и риском. В уравнении для банковских депозитов коэффициент при переменной рейтинга финансовой грамотности отрицателен, что свидетельствует о рациональности финансового поведения российских граждан, которые при отсутствии
Таблица 1 / Table 1
Оценка влияния уровня финансовой грамотности на включение в портфель различных финансовых инструментов / Estimation of the Impact of Financial Literacy on the Inclusion of Various
Financial Instruments in the Portfolio
Переменные / Variables Инструменты фондового рынка/ securities market instruments Акции / stocks Облигации / Bonds ПИФ / Mutual funds Крипто-валюта / Cryptocurrency Депозиты / Deposits ОМСч / Precious metal accounts
Константа -13,213*** (2,030) -12,828*** (2,151) -21,103*** (4,165) -11,405*** (4,256) -12,502*** (3,729) 9,186* (5,177) -3,555 (3,341)
Рейтинг финансовой грамотности 0,161** (0,066) 0,173** (0,075) 0,402** (0,161) 0,086 (0,127) 0,172 (0,146) -0,043 (0,184) 0,120 (0,159)
Самооценка финансовой грамотности 0,075 (0,131) 0,333** (0,148) 0,002 (0,251) -0,403 (0,271) 0,710** (0,303) -0,101 (0,390) 0,035 (0,340)
Готовность рисковать 0,723*** (0,137) 0,671*** (0,152) 0,719*** (0,275) 0,953*** (0,263) 1,100*** (0,266) -1,192*** (0,343) 0,645** (0,323)
Ожидания изменения экономической ситуации 0,070 (0,137) 0,084 (0,151) -0,141 (0,276) 0,024 (0,297) -0,145 (0,310) 0,364 (0,431) 0,635* (0,368)
Женский пол 0,182 (0,226) 0,219 (0,252) 0,826* (0,473) 0,626 (0,516) -1,907** (0,772) 0,231 (0,671) -0,084 (0,573)
Возраст 0,001 (0,007) -0,008 (0,008) -0,024 (0,017) 0,007 (0,015) -0,026 (0,021) -0,012 (0,021) -0,041* (0,022)
Наличие высшего образования 0,962*** (0,247) 0,858*** (0,274) 1,598** (0,652) 1,340** (0,538) -0,482 (0,563) -1,285* (0,759) 1,504** (0,653)
Логарифм дохода 0,463*** (0,150) 0,386** (0,160) 0,879*** (0,299) 0,252 (0,314) 0,280 (0,282) 0,021 (0,380) -0,380 (0,246)
R 2 МакФаддена 0,102 0,112 0,193 0,087 0,231 0,112 0,133
Источник/Source: расчеты автора / Author's calculations.
Примечание/Note: ***, **, * - коэффициент статистически значим на уровне 1, 5 и 10% соответственно. В скобках приведены стандартные ошибки / ***, **, * - the coefficient is statistically significant at the level of 1, 5 and 10%, respectively. Standard errors are given in parentheses.
глубокого понимания механизма функционирования финансовых рынков делают обоснованный выбор в пользу наиболее консервативного инструмента.
При включении в уравнение переменной объективного рейтинга финансовой грамотности влияние субъективной самооценки уровня финансовой грамотности на решение о включении в портфель инструментов фондового рынка статистически незначимо. Однако это влияние выявляется применительно к отдельным финансовым инструментам — акциям и криптовалютам. Обнаруженный на данных Китая [23] эффект повышенной заинтересованности финансово грамотных респондентов во включении в портфель ПИФ, обеспечивающих широкую диверсификацию инвестиций, на российских данных не выявляется.
В соответствии с ожиданиями респонденты, не готовые идти на принятие финансовых рисков, делают выбор в пользу наиболее консервативного инструмента — банковских депозитов. Высокая готовность рисковать стимулирует респондентов к включению в портфель альтернативных финансовых инструментов — акций, облигаций, ПИФ, криптовалют и ОМСч. Таким образом, профиль риска достаточно хорошо согласуется с выбором активов респондентами, что свидетельствует о рациональности их финансового поведения.
В отличие от США [12], в России статистически значимая связь между ожиданиями по поводу перспектив экономического развития страны и решениями о включении в портфель различных финансовых инструментов не прослеживается. Возможно, это
Таблица 2/ Table 2
Оценка влияния финансовой грамотности на долю в портфеле различных финансовых инструментов / Estimation of the Impact of Financial Literacy on the share of Various Financial
Instruments in the Portfolio
Переменные/ Variables Инструменты фондового рынка/ securities market instruments Акции / stocks Облигации / Bonds ПИФ / Mutual funds Крипто-валюта / Cryptocurrency Депозиты / Deposits ОМСч / Precious metal accounts
Константа -7,025"*" (1,221) -6,559""" (1,227) -4,015""" (0,998) -6,347"" (2,468) -7,210""" (2,399) 1,062""" (0,020) -3,137" (1,647)
Рейтинг финансовой грамотности 0,071"" (0,034) 0,074"" (0,036) 0,072"" (0,030) 0,022 (0,061) 0,086 (0,080) -0,001 (0,001) 0,061 (0,069)
Самооценка финансовой грамотности 0,045 (0,069) 0,167"" (0,074) -0,015 (0,045) -0,216 (0,142) 0,394"" (0,184) -0,003"" (0,001) 0,015 (0,141)
Готовность рисковать 0,414""" (0,087) 0,344""" (0,088) 0,149""" (0,056) 0,518""" (0,181) 0,612""" (0,190) -0,013""" (0,002) 0,209 (0,154)
Ожидания изменения экономической ситуации 0,016 (0,074) 0,027 (0,075) -0,004 (0,049) -0,003 (0,147) -0,007 (0,155) -0,002 (0,002) 0,261 (0,160)
Женский пол 0,033 (0,120) 0,054 (0,124) 0,107 (0,086) 0,282 (0,253) -0,871"" (0,383) 0,001 (0,003) -0,030 (0,238)
Возраст 0,001 (0,004) -0,002 (0,004) -0,004 (0,003) 0,005 (0,007) -0,011 (0,010) 0,000 (0,000) -0,016" (0,009)
Наличие высшего образования 0,520""" (0,134) 0,435""" (0,135) 0,286"" (0,113) 0,619"" (0,288) -0,235 (0,285) -0,011""" (0,003) 0,552" (0,290)
Логарифм дохода 0,205""" (0,078) 0,166"" (0,076) 0,155""" (0,056) 0,112 (0,155) 0,115 (0,141) -0,003 (0,002) -0,088 (0,430)
Источник/Source: расчеты автора / Author's calculations.
Примечание/Note: ***, **, * - коэффициент статистически значим на уровне 1, 5 и 10% соответственно. В скобках приведены стандартные ошибки / ***, **, * - the coefficient is statistically significant at the level of 1, 5 and 10%, respectively. Standard errors are given in parentheses.
обусловлено тем, что состав портфеля респондентов определялся преимущественно решениями, принятыми до начала специальной военной операции и последовавших за ней жестких санкций со стороны недружественных государств, а на изменение структуры активов влияли не только ожидания перспектив экономического развития в ближайшие годы, но и оценки обоснованности масштабов падения цен российских ценных бумаг в феврале-марте 2022 г.
Принципиальных различий в финансовом поведении российских мужчин и женщин не выявляется, хотя женщины несколько больше склонны к включению в портфель облигаций и несколько меньше — крип-товалют. Вопреки ожиданиям, связь между фактором возраста и решениями о включении в портфель различных финансовых инструментов выявить не удалось, в том числе при тестировании квадратичной зависимости финансовых решений от возраста.
Респонденты с высшим образованием более склонны открывать позиции по инструментам фондового рынка, включая ПИФ. В соответствии с ожиданиями вероятность включения в портфель акций и облигаций выше у респондентов с высокими доходами.
Рассматриваемые факторы выбора финансовых решений оказывают схожее влияние и на доли различных финансовых активов в портфелях инвесторов (табл. 2). Респонденты, дающие высокую оценку собственному уровню финансовой грамотности, характеризуются пониженной долей сбережений, размещенных в банковские депозиты, и повышенной долей сбережений, размещенных в криптовалюты и акции. В соответствии с ожиданиями респонденты, не склонные к принятию финансовых рисков, размещают почти все свои сбережения в банковские депозиты, а респонденты с высокой толерантностью к финансовым рискам
финансовая грамотность / financial literacy
активно используют инструменты фондового рынка и криптовалюты.
Вопреки ожиданиям, прогнозы изменения экономической ситуации в России не выступают в роли статистически значимого фактора, определяющего структуру финансовых активов респондентов, хотя можно было ожидать повышенной доли акций в структуре активов оптимистов и повышенной доли ОМСч в золоте в структуре активов пессимистов. Возможно, это объясняется тем, что часть пессимистов используют для инвестиций в золото не ОМСч, а слитки и инвестиционные монеты, данные о наличии которых в обследовании Банка России не представлены, а среди инвесторов в акции значительна доля тех, кто считает российские акции недооцененными даже в условиях ожидаемого ухудшения ситуации в экономике России.
В то же время социально-демографические переменные оказывают влияние на структуру финансовых активов респондентов. Женщины менее по сравнению с мужчинами склонны инвестировать в криптова-люты. Лица с высшим образованием более склонны размещать повышенную долю сбережений в инструментах фондового рынка за счет сокращения доли сбережений, размещаемых в банковские депозиты. Лица с высокими доходами активно инвестируют в фондовый рынок.
ВЫВОДЫ
Данные обследования Банка России свидетельствуют, что уровень финансовой грамотности россиян, хотя и уступает показателям США, Германии, Швейцарии и Нидерландов, находится на более высоком уровне, чем в Китае. Инвестиции российских граждан в инструменты фондового рынка ограничивает главным образом не недостаточный уровень финансовой грамотности, а высокая степень неприятия финансовых рисков. В условиях отсутствия глубоких финансовых компетенций отказ физических лиц, характеризующихся низкой толерантностью к возможным убыткам, от инвестиций в инструменты фондового рынка и предпочтение банковских депозитов является вполне рациональным и обоснованным решением. Вместе с тем это создает неблагоприятные условия для реализации разработанной
Минфином России программы долгосрочных сбережений и привлечения долгосрочных инвестиционных ресурсов российскими компаниями реального сектора экономики в условиях закрытия доступа к глобальным финансовым рынкам.
В то же время активное приобретение крипто-валют лицами с высокой самооценкой собственных финансовых компетенций, но невысокими доходами и рейтингом финансовой грамотности, рассчитанным на основе ответов на тестовые задания, а также отсутствием высшего образования, порождает повышенные риски недостижения финансовых целей вследствие возможного снижения стоимости криптовалют и блокировки счетов криптобиржами, а также сокращает долю сбережений, используемых для инвестиционного обеспечения развития российской экономики. Поэтому в рамках реализации продвигаемых МГУ им. М. В. Ломоносова и Банком России инициатив по повышению уровня финансовой грамотности и финансовой культуры российских граждан необходимо обращать особое внимание на риски операций с криптовалютами.
Дальнейшие исследования влияния финансовой грамотности на выбор финансовых инструментов российскими гражданами требуют расширения представленности в выборке респондентов, осуществляющих операции на фондовом рынке, а также корректировки состава вопросов обследования. Для обеспечения сопоставимости с результатами международных обследований в последующих волнах имеет смысл скорректировать и дополнить состав вопросов, задаваемых респондентам (например, включить в блок вопросов по оценке финансовой грамотности вопрос на понимание выгод диверсификации инвестиционных рисков, а также вопросы продвинутого уровня, учесть при сборе данных об инвестициях в ПИФ профиль фонда по объекту инвестиций). Для решения возможных проблем, связанных с эндогенностью финансовой грамотности, было бы полезно включить в обследование вопросы, ответы на которые могли бы использоваться в качестве инструментальных переменных (например, об обучении респондентов родителями финансовому планированию в детском возрасте и наличии банковского счета в возрасте до 18 лет).
СПИСОК ЛИТЕРАТУРЫ / REFERENCEs
1. Sharpe W. F. Capital asset prices: A theory of market equilibrium under conditions of risk. The Journal of Finance. 1964;19(3):425-442. DOI: 10.1111/j.1540-6261.1964.tb02865.x
2. Barberis N., Huang M., Thaler R. H. Individual preferences, monetary gambles, and stock market participation: A case for narrow framing. The American Economic Review. 2006;96(4):1069-1090. DOI: 10.1257/aer.96.4.1069
3. Vissing-J0rgensen A. Limited asset market participation and the elasticity of intertemporal substitution. Journal of Political Economy. 2002;110(4):825-853. DOI: 10.1086/340782
4. Dimson E., Marsh P., Staunton M. Triumph of the optimists: 101 years of global investment returns. Princeton, NJ: Princeton University Press; 2002. 333 p. DOI: 10.1515/9781400829477
5. Pagano M., Volpin P. "Alfred Marshall lecture" Shareholder protection, stock market development, and politics. Journal of the European Economic Association. 2006;4(2-3):315-341. DOI: 10.1162/jeea.2006.4.2-3.315
6. Guiso L., Sapienza P., Zingales L. Trusting the stock market. The Journal of Finance. 2008;63(6):2557-2600. DOI: 10.1111/j.1540-6261.2008.01408.x
7. Gianetti M., Koskinen Y. Investor protection, equity returns, and financial globalization. Journal of Financial and Quantitative Analysis. 2010;45(1):135-168. DOI: 10.1017/S 0022109009990524
8. Ang A., Bekaert G., Liu J. Why stocks may disappoint. Journal of Financial Economics. 2005;76(3):471-508. DOI: 10.1016/j.jfineco.2004.03.009
9. Xia T., Wang Z., Li K. Financial literacy overconfidence and stock market participation. Social Indicators Research. 2014;119(3):1233-1245. DOI: 10.1007/s11205-013-0555-9
10. Puri M., Robinson D. Optimism and economic choice. Journal of Financial Economics. 2007;86(1):71-99. DOI: 10.1016/j.jfineco.2006.09.003
11. Hurd M., van Rooij M., Winter J. Stock market expectations of Dutch households. Journal of Applied Econometrics. 2011;26(3):416-436. DOI: 10.1002/jae.1242
12. Cupak A., Fessler P., Hsu J., Paradowski P. Investor confidence and high financial literacy jointly shape investments in risky assets. Economic Modelling. 2022;116:106033. DOI: 10.1016/j.econmod.2022.106033
13. Lusardi A., Mitchell O. S. The economic importance of financial literacy: Theory and evidence. Journal of Economic Literature. 2014;52(1):5-44. DOI: 10.1257/jel.52.1.5.
14. Ando A., Modigliani F. The "life cycle" hypothesis of saving: Aggregate implications and tests. The American Economic Review. 1963;53(1-1):55-84.
15. Lusardi A., Michaud P.-C., Mitchell O. S. Optimal financial knowledge and wealth inequality. NBER Working Paper. 2013;(18669). URL: www.nber.org/system/files/working_papers/w18669/w18669.pdf (дата обращения: 14.06.2023).
16. Jappelli T., Padula M. Investment in financial literacy, social security, and portfolio choice. Journal of Pension Economics and Finance. 2015;14(4):369-411. DOI: 10.1017/S 1474747214000377
17. van Rooij M., Lusardi A., Alessie R. Financial literacy and stock market participation. Journal of Financial Economics. 2011;101(2):449-472. DOI: 10.1016/j.jfineco.2011.03.006
18. Alessie R., van Rooij M., Lusardi A. Financial literacy and retirement preparation in the Netherlands. Journal of Pension Economics and Finance. 2011;10(4):527-545. DOI: 10.1017/S 1474747211000461
19. Bucher-Koenen T., Lusardi A. Financial literacy and retirement planning in Germany. Journal of Pension Economics and Finance. 2011;10(4):565-584. DOI: 10.1017/S 1474747211000485
20. Brown M., Graf R. Financial literacy and retirement planning in Switzerland. Numeracy. 2013;6(2):1-21. DOI: 10.5038/1936-4660.6.2.6
21. Liao L., Xiao J. J., Zhang W., Zhou C. Financial literacy and risky asset holdings: Evidence from China. Accounting & Finance. 2017;57(5):1383-1415. DOI: 10.1111/acfi.12329
22. Grohmann A. Financial literacy and financial behavior: Evidence from the emerging Asian middle class. Pacific-Basin Finance Journal. 2018;48:129-143. DOI: 10.1016/j.pacfin.2018.01.007
23. Chu Z., Wang Z., Xiao J. J., Zhang W. Financial literacy, portfolio choice and financial well-being. Social Indicators Research. 2017;132(2):799-820. DOI: 10.1007/s11205-016-1309-2
24. Yuan Y. The role of objective and subjective financial literacy in stock market participation: The SCF evidence. Journal of Accounting and Finance. 2018;18(10):154-164. DOI: 10.33423/jaf.v18i10.242
25. Kaustia M., Conlin A., Luotonen N. What drives stock market participation? The role of institutional, traditional and behavioral factors. Journal of Banking & Finance. 2023;148:106743. DOI: 10.1016/j.jbankfin.2022.106743
26. Klapper L. F., Lusardi A., Panos G. A. Financial literacy and the financial crisis. NBER Working Paper. 2012;(17930). URL: www.nber.org/system/files/working_papers/w17930/w17930.pdf (дата обращения: 03.07.2023).
27. Klapper L. F., Panos G. A. Financial literacy and retirement planning: The Russian case. Journal of Pension Economics & Finance. 2011;10(4):599-618. DOI: 10.1017/S 1474747211000503
28. Криничанский К. В., Рубцов Б. Б. Регулирование финансового сектора в повестке реформ экономической политики. Финансы: теория и практика. 2022;26(5):6-21. DOI: 10.26794/2587-5671-2022-26-5-6-21 Krinichansky K. V., Rubtsov B. B. Financial sector regulation on the agenda of economic policy reforms. Finance: Theory and Practice. 2022;26(5):6-21. DOI: 10.26794/2587-5671-2022-26-5-6-21
29. Сангита, Аггарвал П. К., Сангал А. Факторы финансовой грамотности и их влияние на финансовое благополучие — исследование молодого населения Харьяны, Индия. Финансы: теория и практика. 2022;26(5):121-131. DOI: 10.26794/2587-5671-2022-26-5-121-131
Sangeeta, Aggarwal P. K., Sangal A. Determinants of financial literacy and its influence on financial wellbeing — a study of the young population in Haryana, India. Finance: Theory and Practice. 2022;26(5):121-131. DOI: 10.26794/2587-5671-2022-26-5-121-131
30. Гаутам Ч., Вадхва Р., Раман Т. В. Изучение поведенческих аспектов принятия финансовых решений работающими женщинами. Финансы: теория и практика. 2022;26(6):288-301. DOI: 10.26794/2587-5671-202226-6-288-301
Gautam C., Wadhwa R., Raman T. V. Examining behavioural aspects of financial decision making: The working women perspective. Finance: Theory and Practice. 2022;26(6):288-301. DOI: 10.26794/2587-5671-2022-26-6288-301
31. Campbell J. Y. Household finance. The Journal of Finance. 2006;61(4):1553-1604. DOI: 10.1111/j.1540-6261.2006.00883.x
32. Cole S., Paulson A., Shastry G. K. Smart money? The effect of education on financial outcomes. The Review of Financial Studies. 2014;27(7):2022-2051. DOI: 10.1093/rfs/hhu012
33. Vissing-J0rgensen A., Attanasio O. P. Stock market participation, intertemporal substitution, and risk aversion. The American Economic Review. 2003;93(2):383-391. DOI: 10.1257/000282803321947399
34. Pinjisakikool T. The influence of personality traits on households' financial risk tolerance and financial behaviour. Journal of Interdisciplinary Economics. 2017;30(1):32-54. DOI: 10.1177/0260107917731034
35. Кузнецов О. В., Иванов А. В., Воровский Н. В., Шевалкин И. С. Институционализация финансовой грамотности взрослого населения России. Финансы: теория и практика. 2020;24(1):34-45. DOI: 10.26794/2587-56712020-24-1-34-45
Kuznetsov O. V., Ivanov A. V., Vorovskii N. V., Shevalkin I. S. Institutionalization of financial literacy of the adult population of Russia. Finance: Theory and Practice. 2020;24(1):34-45. DOI: 10.26794/2587-5671-2020-24-1-
ИНФОРМАЦИЯ ОБ АВТОРЕ / ABOUT THE AUTHOR
Роман Михайлович Мельников — доктор экономических наук, профессор кафедры государственного регулирования экономики Института государственной службы и управления, Российская академия народного хозяйства и государственной службы при Президенте Российской Федерации, Москва, Россия
Roman M. Melnikov — Dr. Sci. (Econ.), Prof., Department of state regulation of the economy, Institute of Public Administration and Civil Service, Russian Presidential Academy of National Economy and Public Administration, Moscow, Russia https://orcid.org/0000-0001-6335-2458 [email protected]
Конфликт интересов: автор заявляет об отсутствии конфликта интересов. Conflicts of interest statement: the author has no conflicts of interest to declare.
Статья поступила в редакцию 16.06.2023; после рецензирования 16.07.2023; принята к публикации 27.07.2023. Автор прочитал и одобрил окончательный вариант рукописи.
The article was submitted on 16.06.2023; revised on 17.07.2023 and accepted for publication on 27.07.2023. The author read and approved the final version of the manuscript.
