CC BY
9
УДК 330.43 1БЬ С01+Б14+132
Вестник СПбГУ Экономика. 2024. Т. 40. Вып. 1
Влияет ли доступность финансовых услуг на уровень благосостояния населения РФ?
Е. Н. Исупова1, С. Ю. Варт2,3, С. В. Бекарева2
1 Университет Саньи,
КНР, Хайнань, Санья, ул. Цзиян
2 Новосибирский государственный университет, Российская Федерация, 630090, Новосибирск, ул. Пирогова, 2
3 Институт экономики и организации промышленного производства СО РАН, Российская Федерация, 630090, Новосибирск, пр. Академика Лаврентьева, 17
Для цитирования: Исупова, Е. Н., Варт, С. Ю. и Бекарева, С. В. (2024) 'Влияет ли доступность финансовых услуг на уровень благосостояния населения РФ?', Вестник Санкт-Петербургского университета. Экономика, 40 (1), с. 102-126. https://doi.org/10.21638/spbu05.2024.105
Доступность финансовых услуг при условии эффективной работы рынков способна привести к заметному снижению неравенства в обществе и сокращению уровня бедности в экономике. Причинами ухудшающегося финансового положения отдельных граждан может быть отсутствие финансовой грамотности и инвестиций в человеческий капитал, что приводит к нерациональным финансовым решениям. В данном исследовании авторы попытались эмпирически, на совокупной выборке оценить, как для российских граждан связаны показатели уровня бедности и доступности отдельных услуг на финансовом рынке. Акцент сделан на объяснении непрямого влияния фактора доступности финансовых услуг на общий уровень бедности в РФ на микроуровне. В качестве статистической базы были использованы данные РМЭЗ ВШЭ (Российский мониторинг экономического положения и здоровья населения Высшей школы экономики), полученные в 2010-2021 гг. для более чем 103 тыс. домашних хозяйств РФ. Определен статус домашнего хозяйства на основе сопоставления фактического уровня дохода и установленного в конкретном регионе прожиточного минимума. Полученная бинарная переменная в итоге выступала в качестве зависимой, в то время как регрессорами выступали следующие показатели: образование, возраст, семейный статус, наличие детей, период декретного отпуска, здоровье индивидов, а также факторы доступности финансовых услуг. Применив модель бинарного выбора, авторы приходят к выводу о том, что домашние хозяйства многодетных семей, женщин в декретном отпуске, безработных, индивидов без высшего образования, а также проживающих в сельской местности имеют высокую вероятность оказаться в числе бедных домашних хозяйств. В работе показано, что в случае наличия у членов домашнего хозяйства банковских карт, депозита или кредита вероятность того, что домашнее хозяйство подпадает в число малоимущих, снижается в среднем на 3-5 %. Результаты исследования могут быть использованы для формирования отдельных аспектов государственной политики на рынке финансовых услуг в отношении физических лиц.
Ключевые слова: доступность финансовых услуг, бедность, модель логистической регрессии.
© Санкт-Петербургский государственный университет, 2024
Введение
Наличие бедного населения является проблемой для любой страны мира, что определяет постановку государством задач повышения уровня благосостояния жителей. В настоящее время в Российской Федерации действует ряд социально-экономических программ, направленных на снижение уровня бедности в стране в два раза к 2024 г. Данная цель зафиксирована в Указе Президента РФ в 2018 г.1 Согласно отчетам Росстата, уровень бедности в РФ снижается, денежные доходы населения растут. Например, в первом квартале 2023 г. доходы наименее обеспеченного населения в номинальном выражении выросли на 30,7 %2.
В официальных и аналитических документах по вопросам борьбы с бедностью отмечается, что значимыми являются такие меры, как рост заработной платы, индексация пенсий и целевые социальные выплаты населению. К эффективным методам борьбы с бедностью относят социальные контракты, которые в последние годы активно используются региональными органами власти. К экономическим условиям, которые могут повлиять на уровень бедности, в настоящее время относят ситуацию на рынке труда, так как уровень безработицы рекордно низок.
Наряду с перечисленными факторами при анализе причин бедности государство обращает внимание на такой аспект жизни современного общества, как осведомленность о возможностях гражданина самостоятельно повышать свой уровень благосостояния, будучи финансово грамотным и пользующимся услугами финансовых посредников. Одной из задач, поставленной Банком России в актуальном сейчас документе, является «повышение доступности финансовых услуг для граждан с невысоким уровнем дохода»3. Реализацию этой задачи можно оценить в первую очередь на основе отчетов Банка России о деятельности его территориальных учреждений в сельской местности, в труднодоступных, малонаселенных и отдаленных территориях, где, как правило, уровень благосостояния населения значительно ниже, чем в среднем по стране. Банк России уделяет внимание доступности финансовых услуг в таких населенных пунктах, стимулируя развитие платежной инфраструктуры, почтовых отделений с банковскими сервисами, торгово-сервис-ными точками, что связано с наличием сети Интернет4.
В связи с актуальностью исследуемой темы в настоящей работе затрагиваются вопросы: какие факторы оказывают влияние на уровень бедности? при каких социально-экономических условиях влияние данных факторов может быть более эффективным? Предполагается, что финансовая доступность при условии отсут-
1 Указ Президента РФ от 07.05.2018 № 204 «О национальных цепях и стратегических задачах развития Российской Федерации на период до 2024 года». URL: http://static.kremlin.ru/media/acts/ files/0001201805070038.pdf (дата обращения: 02.09.2023).
2 Федеральная служба государственной статистики. (2023) Росстат представил данные о численности населения с денежными доходами ниже границы бедности в I квартале 2023 г. 7 июня. URL: https://rosstat.gov.ru/folder/313/document/208845 (дата обращения: 02.09.2023).
3 Центральный банк Российской Федерации. (2021) Основные направления развития финансового рынка Российской Федерации на 2022 год и период 2023 и 2024 годов, с. 54. URL: https://www.cbr. ru/Content/Document/File/131935/onrfr_2021-12-24.pdf (дата обращения: 02.09.2023).
4 Центральный банк Российской Федерации. (2023) Деятельность территориальных учреждений Банка России по повышению финансовой доступности в сельской местности и на отдаленных, малонаселенных и труднодоступных территориях: итоги 2022 года, с. 3. URL: https://www. cbr.ru/Content/Document/File/150059/report_19072023.pdf (дата обращения: 02.09.2023).
ствия несовершенств финансового рынка, финансовой грамотности населения всегда снижает уровень бедности. При недостаточном уровне финансовой грамотности развитие финансовых услуг приводит к масштабированию уже имеющихся проблем и, следовательно, не оказывает никакого влияния или даже способствует росту бедности в стране. К сожалению, эмпирически получить оценки влияния указанных факторов не представляется возможным в связи с ограничением имеющейся выборки по домашним хозяйствам в регионах РФ. В работе предпринята попытка сделать это опосредованно — за счет эмпирического анализа характера значимости факторов доступности финансовых услуг.
Основываясь на базовом предположении о положительном эффекте финансовой доступности на уровень бедности (отрицательный коэффициент значимости в уравнении регрессии), предположим, что в случае выявления положительного или нейтрального коэффициента значимости можно заключить следующее: в первую очередь в регионах РФ важно создать необходимые условия для достаточного функционирования финансового рынка, повысить финансовую грамотность для получения эффекта от развития финансовых услуг. При выявлении отрицательного коэффициента значимости можно сделать вывод о том, что регионы РФ характеризуются наличием стабильно функционирующих финансовых рынков, другими словами, влияние сдерживающих факторов (несовершенств рынка, недостаточного уровня финансовой грамотности и пр.) не является определяющим.
С целью проведения комплексного анализа и количественной оценки показателя бедности как экономического индикатора на практике используются различные подходы. В работе Е. Н. исуповой, С. Ю. Варт и С. В. Бекаревой (Исупова, Варт и Бекарева, 2022) приведена классификация некоторых из подходов. Так, авторы выделили три ключевые группы оценки бедности: монетарный подход (см., например: (Kaidi, Mensi and Ben Amor, 2019; Cepparulo, Cuestas and Intartaglia, 2017)); метод с учетом неравенства и неравномерного распределения дохода внутри группы бедного населения — индексы Сена, показатель глубины бедности (см., например: (Haan and Sturm, 2017)); оценку уровня бедности с учетом лишений, набора благ, которые не могут себе позволить бедные домашние хозяйства, — AROPE индекс (см., например: (Карцева, 2019; Корчагина, Прокофьева и Тер-Акопов, 2019; Родионова, 2015)). Российская статистика использует монетарный подход, оценивая уровень бедности на основе доли домашних хозяйств, чей доход ниже установленного прожиточного минимума5. Такой подход, к сожалению, не лишен недостатков и является крайне чувствительным к установленной величине прожиточного минимума.
В представленном исследовании отчасти использованы данные монетарного подхода к оценке уровня бедности в регионах РФ: на основе сведений по уровню благосостояния домашних хозяйств (РМЭЗ ВШЭ6) определялось, является кон-
5 Росстат. (2021) Социально-экономические индикаторы бедности в 2013-2020 гг. URL: https:// rosstat.gov.ru/storage/mediabank/Bul_Ind_bedn_2013-2020.pdf (дата обращения: 02.09.2023).
6 Российский мониторинг экономического положения и здоровья населения НИУ ВШЭ (RLMS HSE) проводится Национальным исследовательским университетом «Высшая школа экономики» и ООО «Демоскоп» при участии Центра народонаселения Университета Северной Каролины в Ча-пел-Хилле и Института социологии Федерального научно-исследовательского социологического центра РАН.
RLMS HSE. (2023) Российский мониторинг экономического положения и здоровья населения НИУ ВШЭ. URL: http://www.hse.ru/rlms и https://rlms- hse.cpc.unc.edu (дата обращения: 02.09.2023).
кретное домашнее хозяйство бедным (т. е. имеет доход ниже установленного прожиточного минимума) или нет. Установленный прожиточный минимум рассматривался в зависимости от года наблюдений и от региона, в котором проживает индивид. Полученная переменная принимает значение 0, если домашнее хозяйство не является бедным, и значение 1 — если является. Таким образом, использована бинарная переменная в модели логистической регрессии с интерпретацией оценки увеличения или снижения вероятности отдельного домашнего хозяйства стать бедным.
Определение факторов, которые способны оказывать влияние на уровень бедности, помогает определить эффективные элементы государственной политики ее регулирования. Поддержка бедных слоев населения является важным элементом государственной политики многих стран мира. Предполагается, что на уровень бедности влияют не только личные характеристики домашних хозяйств (статус, наличие детей, образования и состояние здоровья), но и факторы развития финансового рынка, доступность финансовых услуг.
Каков, на взгляд авторов статьи, механизм влияния доступности финансовых услуг на уровень бедности? Прямое влияние доступности финансовых услуг на уровень бедности всегда является отрицательным (чем выше доступность, тем меньше бедных домашних хозяйств), в то же время функция несовершенств финансового рынка (которая учитывает институциональные факторы, недостаточный уровень финансовой грамотности, асимметрию информации и пр.) также является возрастающей функцией от доступности финансовых услуг. Кроме того, чем больше несовершенств финансового рынка в экономике, тем выше вероятность роста неравенства и уровня бедности в стране (Rajan and Zingales, 2003; Beck, Demirgü^-Kunt and Levine, 2004; Claessens and Perotti, 2007). Получается, с одной стороны, при росте финансовой доступности наблюдается рост возможности домашних хозяйств и индивидуумов получить больший объем финансовых услуг, что должно снижать уровень бедности; с другой — при наличии проблем функционирования рынка это может привести к росту диспропорций в распределении благосостояния и, следовательно, росту неравенства и бедности в регионах страны.
Структура настоящей статьи может быть представлена следующим образом. Во введении отмечена актуальность темы, сформулированы основная исследовательская проблема и задачи, которые решались в процессе работы. Далее дан обзор исследований, которые являются теоретической базой для работы. Научные статьи посвящены связи понятий уровня бедности и неравенства с отдельными аспектами экономического развития, а также факторами, влияющими на уровень бедности, в том числе факторами доступности финансовых услуг и стабильного функционирования финансового рынка страны. Затем рассматриваются подходы к выбору и расчету показателей доступности финансовых услуг для обоснования показателей, используемых в работе. После этого кратко представлена теоретическая модель исследования, которая легла в основу эмпирического тестирования. В следующем разделе изложены методики и сформулирована основная гипотеза. Ключевыми моментами методической части выступают: выбор факторов, которые могут потенциально влиять на уровень бедности, описание построения зависимой переменной в уравнении и обоснование типа эконометрической зависимости, использованного в настоящей работе. В разделе, касающемся анализа полученных
оценок, предлагается интерпретация их как силы влияния рассмотренных факторов на вероятность изменения статуса экономического субъекта с точки зрения уровня бедности.
1. Обзор исследований взаимосвязи уровня бедности и факторов социально-экономического развития
Решению вопросов о том, как уровень бедности связан с социально-экономическим развитием страны в целом и ее отдельных регионов, а также о том, что может повлиять на рост благосостояния малоимущего населения, посвящено много научных статей.
Имеется целый ряд исследований, которые направлены на анализ влияния бедности и неравенства на экономический рост. В работе В. Т. Тарасова (Тарасов, 2017) применен эконометрический анализ для оценки влияния неравенства на экономический рост, на основе полученных результатов автор подтверждает гипотезу о негативном влиянии ресурсного и институционального неравенства на экономический рост регионов РФ в период с 2005 по 2015 г. Неравенство в экономике негативно сказывается на экономическом росте страны за счет возникновения асимметрии в инвестировании в сферу образования, здравоохранения и, как следствие, неравномерного распределения ресурсов. Р. Брюниг и О. Маджид (Breunig and Majeed, 2016) отмечают, что эконометрические модели роста, которые включают уровень дохода в экономике и фактор неравенства без рассмотрения уровня бедности, не учитывают количественную оценку «неравномерность населения» по уровню дохода, что снижает качество полученных оценок. На эмпирических данных Брюниг и Маджид показали важность включения в качестве регрессора фактора бедности и предполагают, что неравенство в обществе в первую очередь приводит к росту бедности, которая, в свою очередь, негативно сказывается на темпе экономического роста. В нашей работе представлено мнение, что снижение бедности позволит создать дополнительные условия для экономического роста, а определение факторов бедности поможет сформировать элементы эффективной политики по борьбе с ней.
В исследовании Л. Н. Овчаровой (Овчарова, 2008) подробно рассмотрены факторы, способные оказывать влияние на уровень бедности в регионах РФ, проанализирована динамика изменения показателя в период экономического роста в РФ в 2000-2007 гг. Автор приходит к выводу, что домашние хозяйства с детьми имеют высокие риски оказаться в числе бедных, а вот домашние хозяйства, состоящие исключительно из пенсионеров, реже других домашних хозяйств попадают в их число.
В работе Е. А. Гафаровой и А. Г. Каримова (Гафарова и Каримов, 2016) исследователи рассматривают факторы бедности на примере отдельного субъекта РФ, Республики Башкортостан. Авторы приходят к выводу, что женщины, работники с недостаточным уровнем образования и домашние хозяйства небольшого размера имеют самые высокие риски оказаться в числе бедных. В работе использовалась модель множественного упорядоченного выбора, обращается внимание на роль психологических факторов, таких как самооценка состояния здоровья индивида, его удовлетворенность работой и пр. Сделан вывод о том, что сотрудники, ощу-
щающие себя недостаточно здоровыми, с низким уровнем образования и низкой дисциплиной, более вероятно окажутся в группе бедных домашних хозяйств в будущем.
В статье Д. В. Шимановского и Т. С. Загребиной (Шимановский и Загребина, 2020) тестируются различные факторы бедности на макро- и микроуровнях. Делается заключение о том, что успешным фактором борьбы с бедностью в долгосрочной перспективе являются именно инвестиции в человеческий капитал, причем как на институциональном уровне (образовательные учреждения, больницы, спортивные площадки), так и на уровне влияния на отдельного индивида (социализация, пропаганда здорового образа жизни, саморазвитие и мотивирование к достижению лучшей жизни).
Кроме факторов возраста, состояния здоровья, уровня образования и наличия детей, в последние годы все чаще рассматриваются роль финансовых рынков, а также их влияние на уровень бедности. Имеется ряд исследований взаимосвязи развития финансового рынка и неравенства в стране (см., например: (Haan and Sturm, 2017)), однако работ, посвященных взаимосвязи между бедностью и развитием финансовых услуг в современной литературе, можно встретить на так много (см., например: (Haan, Pleninger and Sturm, 2021)). Доступность финансовых услуг для различных слоев населения позволит снизить уровень бедности в будущем за счет снижения издержек доступа к финансовым ресурсам, особенно для бедных домашних хозяйств. Предполагается наличие косвенных эффектов. Так, с развитием финансовой доступности возможно появление новых продуктов, новых технологий и, как результат, большее количество рабочих мест.
Предполагается, что доступность финансовых услуг способствует снижению уровня бедности по двум основным причинам: во-первых, индивиды, имея доступ к кредитованию, могут получить образование, появляются ресурсы для саморазвития, повышается стимул к тому, чтобы начать свой бизнес (Aghion and Bolton, 1997; Banerjee and Newman, 1994), во-вторых, справедливый доступ к финансовым инструментам создает условия для равномерного распределения ресурсов в экономике (Kakwani, 2000). Так, Н. Каквани в своей работе, подтверждая предположения эмпирическими расчетами, отмечал, что доступность финансовых услуг способна снизить уровень безработицы в Пакистана.
Влияние доступности финансовых услуг может быть не только прямым, но и носить косвенный характер. Так, в работе А. Абдуллы и Э. Каха (Md Abdullah and Kazuo, 2020) на основе данных по 116 развивающимся странам (36 стран Азии, 53 страны Африки и 27 стран Латинской Америки и Карибского бассейна) за период с 2004 по 2016 г. (в течение 13 лет) показано, что доступность финансовых услуг в первую очередь положительно сказывается на темпе роста ВВП, а сильный экономический рост, в свою очередь, создает спрос на рабочую силу, повышает реальную заработную плату для низкоквалифицированных рабочих, улучшает общий уровень жизни в развивающихся странах. Подобная среда ведет к разработке эффективной и инклюзивной финансовой системы, которая поощряет совместные инвестиции и управление финансовыми рисками со стороны бедных домашних хозяйств, что в конечном счете способствует сокращению масштабов бедности.
В 2021 г. были исследованы микроданные, на основе естественного эксперимента сделан вывод о том, что наличие банковских карт у агентов позволяет
им аккумулировать дополнительные сбережения за счет снижения транзакци-онных издержек и расходов на мониторинг своих денежных средств (Bachas et al., 2021). На основе 350 тысяч наблюдений в более чем 300 банках страны показано, что выдача дебетовых карт клиентам, уже имеющим расчетные счета, способствовала повышению у них уровня сбережения. Более того, среднее значение ежегодной доходности по выборке составило 2 % годовых. С одной стороны, отмечается, что наличие дебетовой карты поспособствовало снижению транзакционных издержек доступа к финансовым средствам, что позволило оптимизировать расходы; с другой — снизились издержки мониторинга расходов и повысилось доверие к финансовым институтам. Получается, доступность финансовых услуг, создавая новые перспективы роста благосостояния, может изменять поведение индивидов за счет роста возможности получения финансовых ресурсов.
Однако не все так однозначно. Несовершенства финансового рынка, такие как асимметрия информации и высокие транзакционные издержки, могут свести на нет эффект от роста доступности финансовых услуг. Исследователи предполагают, что в случае неэффективности финансового рынка рост финансовой доступности в первую очередь повысит уровень дохода богатых домашних хозяйств. Так, в работах 1990-х годов подчеркивается, что улучшение функционирования финансового рынка приносит выгоду в первую очередь тем домашним хозяйствам, которые и так уже активно пользовались услугами финансового рынка (Greenwood and Jovanovic, 1990), а в работах Рагурама Дж. Раджана и Л. Джинглса (Rajan and Zingales, 2003), а также С. Классенса и Э. Перотти (Claessens and Perotti, 2007) продемонстрировано, что развитие финансовой системы в основном может оказывать положительное влияние на богатых индивидов, имеющих политические связи, в условиях недостаточной развитости институциональной среды. Т. Бек, А. Демиргуч-Кунт и Р. Левин (Beck, Demirgü^-Kunt and Levine, 2004) были более оптимистичны, отмечая, что в условиях минимизации сделанных допущений о неэффективности рынка повышение финансовой доступности все же будет способствовать снижению бедности за счет предоставления больших возможностей для нуждающихся домашних хозяйств.
В работе Л. И. Ниворожкиной (Ниворожкина, 2014) рассматривается вопрос влияния потребительского кредитования и обслуживания кредита домашними хозяйствами на уровень неравенства и бедности в РФ. Однако не представлена эмпирическая оценка количественного влияния кредита и размера закредитован-ности на вероятность домашних хозяйств оказаться в числе бедных. Автор лишь отмечает важность учета выплаты по кредиту при расчете располагаемого дохода домашним хозяйством.
Как и Ниворожкина, С. Гиме, Т. Лагоард-Сего, Л. Рейес Ортис (Gimet, Lagoarde-Segot and Reyes Ortiz, 2018; Gimet and Lagoarde-Segot, 2011), С. Насер, Р. Чжан (Naceur and Zhang, 2016) отмечают, что влияние финансовой доступности на уровень неравенства и бедности в экономике в первую очередь распространяется через банковский сектор. В нашем исследовании представлено аналогичное мнение и рассматриваются в основном услуги банковского сектора в РФ для домашних хозяйств.
2. Оценка фактора доступности финансовых услуг
Возможность непрерывного использования качественных финансовых услуг в значительной степени влияет на эффективность осуществляемой экономической деятельности и общий уровень благосостояния в экономике. Поскольку финансовый сектор является неотъемлемой частью любой современной экономической системы, то финансовая доступность, подход к определению которой значительно расширился в последние десятилетия, играет важную роль в интегрированном и устойчивом экономическом развитии.
Всемирный Банк определяет финансовую инклюзивность (доступность) как состояние, при котором «частные лица и предприятия имеют доступ к полезным и доступным финансовым продуктам и услугам, которые отвечают их потребностям — транзакциям, платежам, сбережениям, кредитам и страхованию — и предоставляются ответственным и устойчивым образом» 7.
В 2015 г. Центральный банк РФ ввел определение финансовой доступности, под которой понимается «состояние финансового рынка, при котором все дееспособное население страны, а также субъекты малого и среднего предпринимательства имеют полноценную возможность получения базового набора финансовых услуг, которая характеризуется совокупностью следующих условий:
— наличие инфраструктуры предоставления финансовых услуг;
— востребованность финансовых услуг;
— качество финансовых услуг;
— полезность финансовых услуг» 8.
Организация экономического сотрудничества и развития (ОЭСР) характеризует финансовую доступность (ФД) как «возможность своевременно и на адекватных условиях получить формальные (регулируемые) финансовые продукты и услуги, доступные по стоимости, в том числе за счет совершенствования финансовой грамотности и осведомленности» (Калачева и Кириенко, 2018).
Переходя к измерению финансовой доступности, можно выделить несколько основных подходов в определении ее компонент. Так, Глобальная база данных Всемирного банка Findex представляет собой обследования домашних хозяйств, цель обследования — оценить использование финансовых услуг с точки зрения потре-бителя9. В то же время обзоры финансового доступа Международного валютного фонда больше фокусируются на стороне институтов, измеряя предложение финансовых учреждений в стране (Villanova, Chhabra and Fan, 2020).
Центральный банк РФ предлагает свой подход к количественной оценке уровня доступности финансовых услуг. Анализируя ретроспективно, можно отметить то, что Банк России рассчитывал совокупный индекс обеспеченности регионов банковскими услугами как среднее геометрическое трех показателей: индекса инсти-
7 World Bank. (2022) Financial Inclusion. Overview. URL: https://www.worldbank.org/en/topic/ financialinclusion/overview#1 (дата обращения: 02.09.2023).
8 Банк России. (2021) Основные понятия в сфере финансовой доступности. URL: https://cbr.ru/ develop/development_affor/dic/ (дата обращения: 02.09.2023).
9 The World Bank (2018) Financial Inclusion on the Rise, But Gaps Remain, Global Findex Database Shows. URL: https://www.worldbank.org/en/news/press-release/2018/04/19/financial-inclusion-on-the-rise-but-gaps-remain-global-findex-database-shows (дата обращения: 02.09.2023).
туциональной насыщенности, связанного с количеством кредитных организаций; индекса финансовой насыщенности, отражающего соотношение объема выданных кредитов и валового регионального продукта, и индекса сберегательного дела как показателя объема вкладов на душу населения10. С развитием финансового рынка финансовые услуги стали ассоциироваться с работой не только коммерческих банков, но и других финансовых посредников, а также с цифровизацией и финансовыми технологиями. В 2018 г. Банком России была предложена система показателей, с помощью которых предлагалось измерять эффективность реализации стратегии повышения финансовой доступности11. Не все из предложенных индексов рассчитываются в настоящее время. Например, индекс физической доступности финансовых услуг предполагает, в отличие от предыдущего аналога, учет не только самих кредитных организаций и их отделений, но и банкоматов, касс и POS-терминалов банковских платежных агентов. Новые индексы ценовой доступности финансовых услуг и финансовых знаний — показатели, имеющие оценочные значения, которые должны быть рассчитаны на основе опросов населения. Также Банк России отслеживает коэффициенты востребованности платежных, сберегательных, кредитных, инвестиционных и страховых услуг населению и предприятиям малого и среднего бизнеса. Показатели частично рассчитывались в 2017-2021 гг.12
В настоящее время Банк России уделяет большое внимание повышению финансовой доступности в труднодоступной сельской местности. Для мониторинга ситуации на таких территориях введен расчет показателя «коэффициент финансовой доступности населенного пункта», который учитывает более 20 параметров, характеризующих присутствие финансовых организаций в населенном пункте, качество связи, Интернета, транспортную доступность и другое13.
Наряду с расчетом некоторых комплексных показателей, для анализа текущей ситуации Банк России предоставляет статистику в разрезе федеральных округов по широкому перечню показателей, охватывающих инфраструктуру предоставления, востребованность, а также качество финансовых услуг14.
Применение комплексного показателя в настоящем исследовании затруднено ввиду того, что использованы данные базы РМЭЗ ВШЭ по домашним хозяйствам РФ. В качестве альтернативы использованы такие факторы, как «наличие банковской карты у домашнего хозяйства», «наличие вклада в банке» и «желание домашнего хозяйства привлечь кредит».
10 Письмо Банка России от 07.08.2006 № 106-Т "О Рекомендациях по проведению анализа деятельности кредитных организаций и развития банковских услуг в регионе". URL: https://www. consultant.ru/document/cons_doc_LAW_79242/ (дата обращения: 02.09.2023).
11 Банк России. (2018) Стратегия повышения финансовой доступности в Российской Федерации на период 2018-2020 годов, с. 29-31. URL: https://www.cbr.ru/Content/Document/File/84497/ str_30032018.pdf (дата обращения: 02.09.2023).
12 Банк России. (2021) Приоритетные направления повышения доступности финансовых услуг в Российской Федерации на период 2022-2024 годов, с. 39-40. URL: http://www.cbr.ru/Content/ Document/File/132045/pnpdfu_2022-2024.pdf (дата обращения: 02.09.2023).
13 Банк России. (2023) Деятельность территориальных учреждений Банка России по повышению финансовой доступности в сельской местности и на отдаленных, малонаселенных и труднодоступных территориях: итоги 2022 года. URL: https://www.cbr.ru/Content/Document/File/150059/ report_19072023.pdf (дата обращения: 02.09.2023).
14 Банк России. (2021) Индикаторы финансовой доступности за 2021 год. URL: https://www.cbr. ru/analytics/develop/fin_avail/acc_indicatiors_2021/ (дата обращения: 02.09.2023).
3. Теоретическая модель исследования
Предполагается, что бедность (и) как экономическое явление представляет собой функцию от некоторого числа переменных (xi):
и = fix^ ..., хп, у, z). (1)
Выделим в числе факторов, оказывающих влияние на уровень бедности в регионах РФ, фактор «доступность финансовых услуг» (у) и показатель несовершенства финансового рынка страны (назовем его z). На самом деле, фактор доступности финансовых услуг влияет как напрямую на уровень бедности (снижает ее), так и опосредованно, оказывая воздействие на другие переменные функции (Md Abdullah and Kazuo, 2020). В нашем исследовании авторы во многом отталкивались от имеющейся статистической базы, поэтому в теоретической модели рассматривали прямое влияние на уровень бедности и косвенное — только за счет функции несовершенств финансового рынка.
Предполагаем, что прямой эффект всегда отрицательный — чем выше доступность финансовых услуг, тем ниже уровень бедности в регионах РФ. Другими словами, частная производная уровня бедности от доступности финансовых услуг всегда отрицательная: a1 < 0.
Функция несовершенств финансового рынка будет представлять собой функцию от множества показателей состояния институциональной среды, финансовой грамотности, состояния финансового рынка региона и фактора доступности финансовых услуг в том числе. Другими словами, функция несовершенств финансового рынка может быть в общем виде записана следующим образом:
z = fl(r1, ...rn,y), (2)
где Ti — показатели состояния институциональной среды, финансовой грамотности и пр.; у — фактор доступности финансовых услуг.
Предполагаем, что — > 0, другими словами, с ростом доступности финан-dy
совых услуг существующие проблемы и несовершенства масштабируются, становятся более ощутимы и наблюдаемы. В случае высокого значения эластичности процесс увеличения несовершенств рынка при его развитии, росте доступности финансовых услуг проходит гораздо быстрее, чем в случае его низкого значения. Эмпирически значение данной величины не оценивали, используя общую спецификацию функции.
На основе всего сказанного эластичность бедности от уровня доступности финансовых услуг будет равна:
du du dz
— = a +---. (з)
dy 1 dy dy
При этом a1 < 0 и —— > 0.
dy
Чем больше несовершенств рынка (недостаточность условий институциональной среды, финансовой грамотности и пр.), тем выше будет искажение в распределении благосостояния в экономике и, предположительно, тем выше уровень бед-
ности (Greenwood and Jovanovic, 1990; Rajan and Zingales, 2003; Claessens and Perotti, du
2007), иначе говоря, — > 0.
dz
В настоящем исследовании, не имея возможности напрямую определить роль таких важных факторов, как недостаточный уровень инвестиций в человеческий капитал, низкое значение финансовой грамотности, авторы оценили значение не-
посредственно эластичности:
du dz
dz dy
В случае получения отрицательного коэффициента перед показателями доступности финансовых услуг (уравнение (4)) можно говорить о том, что влияние негативных факторов несовершенств финансового рынка незначительно, достаточные условия для равномерного распределения благосостояния созданы и эффект от роста доступности финансовых услуг реализуется в полном объеме, снижая уровень бедности в регионе:
^ du dz ^ „ dy dz
ч , < 0; —--< а1. (4)
dz dy) dz dy
При получении положительного значения коэффициента (уравнение (5)) можно будет говорить о том, что для снижения уровня бедности в регионах в первую очередь нужно не столько развивать доступность финансовых услуг, сколько создавать благоприятные условия для эффективного функционирования финансового рынка (речь идет о повышении финансовой грамотности, создании доступной, понятной и справедливой институциональной среды):
du dz
a
\
du dz
> 0;---> a1. (5)
1 dz dy J dz dy
4. Ключевая гипотеза и методология исследования
В настоящем исследовании проведен анализ влияния различных факторов на уровень бедности на основе данных отдельных домашних хозяйств РФ. Использование данных на уровне отдельных домашних хозяйств позволит определить, оказывают ли факторы доступности финансовой среды (наличие кредитных карт, вкладов и пр.), наряду с индивидуальными характеристиками домашних хозяйств, влияние на вероятность отдельного домашнего хозяйства оказаться в числе малоимущих или их влияние сдерживается несовершенствами рынка, недостаточным уровнем финансовой грамотности и уровнем инвестиций в человеческий капитал.
Тестируемая гипотеза может быть сформулирована следующим образом: в регионах РФ наблюдается влияние доступности финансовых услуг на вероятность перехода домашнего хозяйства в статус малоимущего.
В качестве инструмента для реализации и оценки модели служит логит-мо-дель, выбор которой обусловлен бинарной специфичностью зависимой переменной. В качестве зависимой величины была использована бинарная переменная, которая рассчитывалась следующим образом: сопоставлялось значение уровня дохода домашнего хозяйства из базы РМЭЗ ВШЭ с уровнем прожиточного миниму-
ма (с учетом региона проживания и рассматриваемого периода времени). В случае, если доход индивида был ниже установленного прожиточного минимума, наблюдению присваивался статус малоимущего, зависимая переменная (poor) принимала значение, равное 1. В случае превышения установленного минимального дохода переменная получала значение 0.
Поскольку зависимая переменная является бинарной, использовать обыкновенную линейную модель не представляется возможным, так как, во-первых, в ней будет нарушаться предположение о нормальности распределения ошибок (зависимая переменная имеет биномиальное распределение), во-вторых, при использовании полученных с помощью данной модели оценок значения зависимой переменной могут быть за пределами 0 и 1, что значительно усложняет интерпретацию результатов.
В качестве зависимой переменной был использован фактор наличия статуса малоимущего, poor. В перечень факторов, которые могли оказать влияние на уровень бедности, были включены следующие:
card — наличие банковской карты (при отсутствии таковой у индивида присваивалось значение 0, в случае наличия карты — 1);
depos — наличие вклада в банке (при отсутствии вклада у индивида присваивалось значение 0, в случае наличия — 1);
credit — намерение взять кредит (при отсутствии намерения у индивида присваивалось значение 0, в случае наличия — 1); age — возраст;
city — тип населенного пункта (в случае проживания индивида в городе присваивалось значение 1, в противном случае — 0);
maternity — наличие декретного отпуска (в случае, если индивид находился в декретном отпуске, то присваивалось значение 0, иначе — 1). В рассматриваемой выборке данное наблюдение было только у женщин;
disable — отсутствие инвалидности (если у индивида имеется инвалидность — 0, в случае ее отсутствия — 1);
educ — уровень образования (в случае наличия школьного образования присваивался 0, среднего — 1, высшего — 2);
empl — наличие работы (если индивид является безработным, то присваивается значение 0, иначе — 1);
health — состояние здоровья индивида (данный фактор оценивался на основе субъективной оценки индивида. В базе данных РМЭЗ ВШЭ имеется вопрос: как индивид оценивает свое состояние здоровья? При ответе «хорошее» — 2, «среднее» — 1, «плохое» — 0);
kids — наличие детей у индивида (если у индивида детей от 3 и более до 18 лет, то присваивалось значение 2, если 1-2 ребенка — 1, в случае отсутствия детей — 0);
married — наличие брака (в случае, если индивид состоит в браке, переменной присваивается значение 1, иначе — 0);
pe — наличие физической активности (в случае, если при ответе на вопрос о наличии активности индивид отвечал положительно, то данное наблюдение имеет значение 1, иначе — 0);
retiree — фактор пенсии (если индивид находится на пенсии, то переменной присваивалось значение, равное 1, в противном случае — 0);
smoke — фактор вредной привычки, курения (если индивид курит, то переменной присваивалось значение, равное 1, в противном случае — 0).
На первом этапе получены оценки уравнений регрессии отдельно для женщин и мужчин. Оцениваемые уравнения регрессии выглядели следующим образом.
Вид модели для женщин:
+ a5cityi + a6healthi + а7 рег + а8 retired + а9 smoker +
Вид модели для мужчин:
+ а5 cityi + а6 healthi + а7^ ре^ + а8 retired + а9 smokei +
Примечание: ak — оценка фактора; i — индекс индивида; et — ошибка.
Данными для модели являются обследования РМЭЗ НИУ ВШЭ, проведенные в период с 2010 по 2021 г. и собранные на сайте ВШЭ. В анализе в конечном счете было рассмотрено 103 620 наблюдений по домашним хозяйствам РФ, они были разделены по гендерному признаку, в итоге получено: 63 720 наблюдений для женщин и 39 900 для мужчин.
Включение в уравнение регрессии переменных, кроме факторов доступности финансовых услуг, необходимо во избежание проблемы эндогенности по причине пропуска существенных переменных. Игнорирование в модели сопутствующих значимых факторов приведет к наличию ковариации между оставшимися регрес-сорами и ошибки, что, в свою очередь, исказит полученные оценки (можно получить смещенную, или несостоятельную, оценку)15.
В эконометрическом анализе использованы две спецификации: одна (модель
1) рассматривала каждого индивида как отдельное домашнее хозяйство (оценивались параметры двух моделей — для мужчин и женщин); вторая (модель
2) учитывала тот факт, что каждый рассматриваемый агент может быть частью какого-то домашнего хозяйства (также оценивались две модели — для мужчин и женщин). Получены оценки четырех уравнений регрессии. Такая спецификация позволяла точно прояснить характер влияния некоторых рассматриваемых факторов, например наличия детей и их влияния на вероятность домашнего хозяйства получить статус малоимущего. В таком случае, с одной стороны, доход будет делиться на членов домашнего хозяйства, а с другой — доход будет увеличиваться в случае наличия доходов у других членов семьи. Для второй моди-
15 Ф. Картаев. Дружелюбная эконометрика: учебник. Гл. 7. Проблемы спецификации уравнения регрессии. 7.1. Эндогенность из-за пропуска существенной переменной. URL: http: books.econ.msu.ru (дата обращения: 21.01.2024).
фикации при формировании значений зависимой величины (poor) учитывался средний уровень дохода на каждого члена семьи, а не доход отдельного индивида. Новый подход к определению статуса домашнего хозяйства во второй модификации может оказать влияние и на уровень значимости факторов, отражающих доступность финансовых услуг.
Предполагается, что причиной бедности может выступать совокупность факторов. Часть из них — индивидуальные факторы: пол, возраст, здоровье, вредные привычки, статус и наличие детей. Кроме перечисленных факторов, развитие финансового рынка в стране, рост доступности финансовых услуг приводят к снижению уровня бедности, но лишь в том случае, если для этого созданы благоприятные условия. В случае несовершенств рынка, недостаточного уровня финансовой грамотности положительный эффект от роста доступности на финансовом рынке снизится или будет иметь место обратный эффект — за счет отсутствия эффективных механизмов распределения дохода вырастет благосостояние домашних хозяйств, которые уже имели доступ к финансовому рынку, что может, в свою очередь, негативно сказаться на уровне бедности.
Рассматривалось влияние факторов на уровень бедности на микроуровне. Несмотря на то что благоприятные условия для получения образования, саморазвития будут созданы, механизмы их получения могут работать неэффективно. Так, ряд возможностей для получения высшего образования (макроуровень) не гарантирует получения высшего образования конкретным индивидом (микроуровень).
Как отмечалось, женщины и мужчины рассматривались отдельно, выборка разделена по гендерному признаку. Во многих исследованиях подобного типа (рассмотрение отдельных экономических агентов) принято разделять индивидов по половой принадлежности для получения более точных оценок и определения наиболее значимых факторов для каждой группы. Для подтверждения корректности разделения выборки был применен анализ выборки на однородность (pre-estimation test). Формальная проверка необходимости деления исходной выборки осуществлялась посредством теста Чоу (табл. 1).
Таблица 1. Тест Чоу для данных по индивидам (без учета принадлежности к домашнему хозяйству)
Параметр Результат
H0 Структура данных стабильна, то есть при разбиении выборки на две подвыборки коэффициенты моделей на подвыборках не будут отличаться в = в2)
p-value 2,2е — 16 (т. е. НО отвергается)
Источник: рассчитано в среде RStudio.
Посредством теста Чоу удалось формально подтвердить статистическую гипотезу о необходимости разделения выборки по индивидам, на две различные группы, и их дальнейшей отдельной оценки. Таким образом, разделение исходной выборки обосновано с эконометрической точки зрения.
5. Результаты оценки
Значимость регрессии в целом для логит-модели определяется посредством теста Вальда (тест отношения правдоподобия), использующего при этом распределение Хи-квадрат. Однако нулевая гипотеза является точно такой же, как и в случае с F-критерием. Таким образом, можно заметить, что модель в целом значима, поскольку нулевая гипотеза о равенстве всех коэффициентов нулю отвергается. Важно отметить, что в логит-моделях коэффициенты, полученные при оценке, больше не могут интерпретироваться как эффекты воздействия на зависимую переменную, что обусловливается видом и формулой логистической кривой, другими словами, речь идет не о линейной зависимости, как в случае с обыкновенным методом наименьших квадратов (МНК).
В прил. 1 представлена таблица сопряженности рассматриваемых факторов. Непосредственно до получения количественных оценок влияния рассматриваемых факторов на вероятность получения статуса малоимущего был проведен предварительный анализ данных. Важно отметить, что расчет стандартной корреляции Пирсона/Спирмена/Кендалла не может быть применен для оценки влияния факторов на зависимую переменную, поскольку зависимая переменная и факторы (большинство) являются категориальными, а не непрерывными16. Обычно для таких переменных анализируют таблицы сопряженности (однако на их основе нельзя однозначно утверждать, насколько значима предполагаемая связь). В таблице прил. 1 даны частоты по группам рассматриваемых объектов с той или иной характеристикой (наличие банковских карт, вкладов в банке и т. д.).
В прил. 2 представлены результаты оценки для мужчин и женщин при рассмотрении индивида в качестве обособленного агента. Несмотря на то что бинарная модель является многофакторной, она по-прежнему способна отражать математическое подтверждение влияния факторов финансовой доступности на вероятность отдельного индивида попасть за черту бедности. Данные оценки — предельные эффекты всех факторов, другими словами, можно интерпретировать их как коэффициенты обычной линейной регрессии с поправкой на то, что зависимая переменная изменяется в интервале от нуля до единицы, то есть в нашем случае речь идет о вероятностном влиянии. Таким образом, оценки, полученные для изучаемых факторов, отражают именно влияние факторов на зависимую переменную при среднем значении прочих значимых факторов модели17.
На основе эмпирического анализа было выявлено отрицательное влияние факторов доступности финансовых услуг на вероятность отдельного домашнего хозяйства обрести статус малоимущего, что подтверждает исследовательскую гипотезу.
Так, наличие банковской карты снижает вероятность мужчин и женщин обрести статус малоимущего на 2,3 и 3,9 % соответственно, если рассматривать каждого из них как отдельное домашнее хозяйство. На основе оценок модели по второй спецификации (мужчины и женщины как часть домашнего хозяйства) наличие банковской карты оказывает такое же влияние на вероятность женщин приобре-
16 Perraillon M. C. (2019) Interpreting Model Estimates: Marginal Effects. Nova School of Business and Economics, Lisbon, Portugal. URL: http.clas.ucdebvef.edu (дата обращения: 24.01.2024).
17 Ibid.
сти статус малоимущего, в то время как для мужчин значимость заметно повышается: наличие карты снижает вероятность стать бедным на целых 7 %.
Наличие депозитов снижает вероятности стать бедным у мужчин на 4 %, у женщин — на 5,5 % (если мы рассматриваем их как отдельные домашние хозяйства). Оценки значимости для второй спецификации отличаются незначительно.
Наконец, намерение взять кредит уменьшает вероятность получить статус малоимущего на 2,1 % для женщин и на 2,3 % для мужчин. Для второй спецификации не наблюдались значительные изменения в полученных оценках.
Достаточно интересная ситуация наблюдается с фактором наличия детей. Так, для спецификации, в которой каждый индивид рассматривается как отдельное домашнее хозяйство, наблюдается отрицательное влияние (чем больше детей у индивида, тем ниже вероятность перехода домашнего хозяйства в статус малоимущего). Для выборки, когда каждый индивид рассматривается как часть домашнего хозяйства, оценки значимости по данному фактору выглядят более логично, имеют положительный знак. На взгляд авторов исследования, такая зависимость может объясняться:
1) обратной причинностью: обеспеченные индивиды заведомо в большей степени склонны заводить детей, т. к. имеют возможность их содержать и осознают это;
2) рассмотрением отдельного индивида. Если вернуться к концепции самой модели, то можно заметить, что оценивалась бедность именно отдельного индивида от влияния набора различных социально-психофизиологических факторов. Таким образом, можно говорить только о способности индивида обеспечить самого себя, в этом случае фактор наличия детей рассматривается как черта индивида и никаким образом не влияет на его доход, а следовательно, и статус малоимущего.
Для обобщения полученные результатов представлены в табл. 2. Степень влияния проранжирована следующим образом: в случае превышения коэффициента значимости 0,1 по модулю предполагается сильное влияние; в случае нахождения модуля значения коэффициента значимости в диапазоне 0,05-0,1 делается вывод о среднем влиянии на вероятность домашнего хозяйства получить статус малоимущего и, наконец, в случае если модуль значения коэффициента ниже 0,05 — незначительное, слабое влияние.
Достаточно интересной выглядит ситуация с показателем статуса индивида. Так, если мужчина находится в браке и при этом рассматривается как отдельный индивид (учитывается только его доход), то данный факт снижает его вероятность стать малоимущим на 2,4 %. Для женщины, находящейся в браке, ситуация обратная: если учитывать только ее доход, то замужние женщины на 1,7 % больше подвержены риску стать бедными, чем незамужние. Ситуация меняется для спецификации, в которой рассматривается средний доход семьи, — брачные узы снижают вероятность женщин стать бедными на 6 %, а вот риски для мужчин, наоборот, возрастают на 4,1 %.
Самым значимым фактором, определяющим риск стать малоимущими для женщин, является декрет: если рассматривать женщину как отдельное домашнее хозяйство, то в данный период риск стать бедной вырастает более чем на 40 %. При учете дохода семьи риск заметно снижается, составляя порядка 7 %.
Таблица 2. Значимость влияния индивидуальных факторов и доступности финансовых услуг на уровень бедности в РФ
Степень влияния фактора Индивид отдельно — женщина Индивид отдельно — мужчина Индивид как часть ДХ — женщина Индивид как часть ДХ — мужчина
Сильное влияние (0,1 и больше) Повышает вероятность стать малоимущим
Нахождение в декретном отпуске; отсутствие работы Отсутствие работы Многодетность; проживание в сельской местности; отсутствие высшего образования Многодетность; отсутствие работы; проживание в сельской местности
Среднее влияние (0,05-0,1) Повышает вероятность стать малоимущим
Многодетность; инвалидность; проживание в сельской местности - Отсутствие работы; нахождение в декретном отпуске; наличие 1-2 детей Наличие 1-2 детей
Снижает вероятность стать малоимущим
Наличие высшего образования; наличие вклада в банке - Брак; вклад в банке Пенсионный возраст; наличие вклада; высшее образование; банковская карта
Слабое влияние (0-0,05) Повышает вероятность стать малоимущим
Слабое здоровье; брак; курение; инвалидность Курение; слабое здоровье; проживание в сельской местности; инвалидность Слабое здоровье; курение; отсутствие образования; отсутствие физической активности; инвалидность Брак; курение; отсутствие образования; отсутствие физической активности; инвалидность
Снижает вероятность стать малоимущим
Пенсионный возраст; наличие банковской карты; намерение взять кредит Пенсионный возраст; наличие банковской карты; намерение взять кредит; наличие физической активности; брак Брак; пенсионный возраст; наличие банковской карты Намерение взять кредит
В настоящей статье эмпирически подтвержден тезис, представленный в работе Л. Н. Овчаровой (Овчарова, 2008), о том, что в российских регионах пенсионеры как отдельные индивиды или как часть домашнего хозяйства с меньшей вероятностью могут получить статус малоимущего.
Заключение
На основе эмпирических расчетов продемонстрировано, что рост доступности финансовых услуг влияет на уровень бедности в регионах РФ, снижая его. Получается, что в рассматриваемый период были созданы достаточные условия для развития финансового рынка, а существующие несовершенства рынка, недостаточный уровень финансовой грамотности не привели к изменению характера влияния доступности финансовых услуг на вероятность домашних хозяйств перейти в статус нуждающихся.
Предполагаем, что в регионах РФ наличие банковских карт снижает транзак-ционные издержки и затраты на мониторинг, повышает стимулы к накоплениям (аналогичные выводы можно встретить в работе П. Бачаса, П. Гертлера, С. Хиггинса и Э. Сейры (Bachas et al., 2021)). Такая же ситуация с фактором «наличие вклада в банке у домашнего хозяйства». Намерение взять кредит отрицательно влияет на уровень бедности, поскольку за счет данного финансового инструмента домашние хозяйства приобретают доступ к ресурсам, необходимым для потребления и инвестиций, повышается уровень экономической активности агентов, что может создавать условия для инвестирования в развитие собственного человеческого капитала. Авторы настоящего исследования разделяют мнение некоторых исследователей (Bachas et al., 2021; Zulfiqar and Aribah, 2016) о том, что доступ к финансовым услугам повышает доверие домашних хозяйств к финансовому рынку и финансовым посредникам (коммерческим банкам), что создает дополнительные стимулы использовать финансовые ресурсы для получения образования, решения вопросов со здоровьем, повышения квалификации и прочее.
В работе рассмотрены лишь три фактора: наличие банковской карты, вклада в банке и желание взять кредит. Все факторы продемонстрировали значимость наравне с факторами состояния здоровья, возраста; наличия образования, работы, детей, места проживания. На основе их статистической значимости в рамках базовых предположений можно сделать вывод о том, что условия институциональной среды, функционирования финансового рынка являются достаточными в регионах РФ, их наличие не меняет характер влияния финансовой доступности на уровень
бедности. Получено, что a1 - — ■ — < 0.
dz dy
Авторы статьи осознают возможное наличие проблемы эндогенности факторов и искажение полученных оценок значимости. Факторы наличия банковских карт и желания взять кредит не только могут оказывать влияние на уровень дохода домашнего хозяйства, но и зависят от него. Так, более обеспеченные индивиды ожидаемо имеют больше банковских счетов, карт, больше пользуются банковскими и финансовыми услугами. В работе важно было подчеркнуть значимость финансовой доступности с экономической и социальной точек зрения, что отражает наличие механизмов повышения благосостояния бедных слоев населения.
Литература
Гафарова, Е. А. и Каримов, А. Г. (2016) 'Бедность в российских регионах: факторы и риски для работающего населения', Региональная экономика: теория и практика, 3, с. 169-179.
Исупова, Е. Н., Варт, С. Ю. и Бекарева, С. В. (2022) 'Оценка уровня бедности в СФО: классические и альтернативные подходы', ЭКО, 52 (11), с. 109-124.
Калачева, Е. А. и Кириенко, Е. А. (2018) 'Понятие финансовой доступности и критерии ее оценки, Вестник НГУЭУ, 1, с. 131-137.
Карцева, М. А. (2019) 'Многомерная бедность в странах ЕС: индекс риска бедности и социальной ис-ключенности AROPE, Государственное управление. Электронный вестник, 74, с. 126-155.
Корчагина, И. И., Прокофьева, Л. М. и Тер-Акопов, С. А. (2019) 'Европейский опыт измерения бедности и социальной исключенности: индекс AROPE, Народонаселение, 3, с. 162-175.
Ниворожкина, Л. И. (2014) 'Воздействие потребительского кредитования на уровень неравенства и бедности домашних хозяйств', Известия вузов. Северо-Кавказский регион. Общественные науки, 4, с. 76-83.
Овчарова, Л. Н. (2008) 'Бедность и экономический рост в России, Журнал исследований социальной политики, 6 (4), с. 439-456.
Родионова, М. Е. (2015) 'Методы измерения бедности в зарубежных странах и России: сравнительный анализ, Гуманитарные науки. Вестник Финансового университета, 1, с. 42-47.
Тарасов, В. Т. (2017) 'Эконометрический подход к анализу доходов населения регионов России с учетом неравенства в их распределении, Вестник российского университета кооперации, 4 (30), с. 65-73.
Шимановский, Д. В. и Загребина, Т. С. (2020) 'Моделирование основных детерминант уровня бедности в российских регионах, Journal of Applied Economic Research, 19 (2), с. 149-165.
Aghion, P. and Bolton, P. A. (1997) 'A Theory of Trickle-Down Growth and Development' Review of Economic Studies, 64 (2), pp. 151-172.
Bachas P., Gertler, P., Higgins, S. and Seira, E. (2021) 'How Debit Cards Enable the Poor to Save More, The Journal of Finance, 76 (4), pp. 1913-1957.
Banerjee, A. V. and Newman, A. F. (1994) 'Poverty, Incentives, and Development, The American Economic Review, 84 (2), pp. 211-215.
Beck, T., Demirgu^-Kunt, A. and Levine, R. (2004) 'Finance, Inequality, and Poverty: Cross-Country Evidence, World Bank Policy Research Working Paper 3338. URL: https://ssrn.com/abstract=610382 (дата обращения: 02.09.2023).
Breunig, R. and Majeed, O. (2016) 'Inequality or Poverty: Wich is Bad for Growth, CAMA Working paper no. 43/2016. URL: https://papers.ssrn.com/sol3/papers.cfm?abstract_id=2811453 (дата обращения: 02.09.2023)
Cepparulo, A., Cuestas, J. C. and Intartaglia, M. (2017) 'Financial development, institutions and poverty alleviation: An empirical analysis, Applied Economics, 49 (36), pp. 1-12.
Claessens, S. and Perotti, E (2007) 'Finance and inequality: Channels and evidence', Journal of Comparative Economics, 35 (4), pp. 748-773.
Gimet, C. and Lagoarde-Segot, T. (2011) 'A closer look at financial development and income distribution, Journal of Banking & Finance, 35 (7), pp. 1698-1713.
Gimet, C., Lagoarde-Segot, T. and Reyes Ortiz, L. (2018) 'Financialization and the macroeconomy. Theory and empirical evidence, Economic Modelling, 81, pp. 89-110.
Greenwood, J. and Jovanovic, B. (1990) 'Finacial development, growth and the distribution of income, Journal of Political Economy, 98 (5), pp. 1075-1107.
Haan, J. and Sturm, J. (2017) 'Finance and income inequality: A review and new evidence, European Journal of Political Economy, 50, pp. 171-195.
Haan, J., Pleninger, R. and Sturm, J. (2021) 'Does Financial Development Reduce the Poverty Gap?' Social Indicators Research, 161 (12), pp. 1-27.
Kaidi, N., Mensi, S. and Ben Amor, M. (2019) 'Financial Development, Institutional Quality and Poverty Reduction: Worldwide Evidence, Social Indicators Research, 141, pp. 131-156.
Kakwani, N. (2000) 'On Measuring Growth and Inequality Components of Poverty with Application to Thailand, Journal of Quantitative Economics, 16, pp. 67-68.
Md Abdullah, O. and Kazuo, I. (2020) 'Does financial inclusion reduce poverty and income inequality in developing countries? A panel data analysis, Journal of Economic Structures, 9, pp. 1-25.
Naceur, S. B. and Zhang, R. (2016) 'Financial Development, Inequality and Poverty: Some International Evidence', IMF Working Paper 16/32. URL: https://www.imf.org/en/Publications/WP/Issues/2016/12/31/ Financial-Development-Inequality-and-Poverty-Some-International-Evidence-43718 (дата обращения: 24.01.2024).
Rajan, R. and Zingales, L. (2003) 'The great reversals: The politics of financial development in the 20th century' Journal of Financial Economics, 69 (1), pp. 5-50. Villanova, H. C., Chhabra, E. and Fan, Y. (2020) 'Financial Access survey 2020 Trends and Developments, International Monetary Fund Financial Access survey. URL: https://data.imf.org/?sk=E5DCAB7E-A5CA-4892-A6EA-598B5463A34C&sId=1460040555909 (дата обращения: 24.01.2024). Zulfiqar, K. and Aribah, A. (2016) 'Financial inclusion and its implications for inclusive growth in Pakistan' Pakistan Economic and Social Review, 54, p. 297-325.
Статья поступила в редакцию: 06.09.2023 Статья рекомендована к печати: 23.11.2023
Контактная информация:
Исупова Екатерина Николаевна — канд. экон. наук, доц.; emeltenisova@gmail.com Варт Семен Юрьевич — аспирант; s.vart@g.nsu.ru
Бекарева Светлана Викторовна — канд. экон. наук, доц.; s.bekareva@g.nsu.ru
Does the availability of financial services affect the level of population well-being in the Russian Federation?
E. N. Isupova1, S. Yu. Vart2,3, S. V. Bekareva2
1 Sanya University,
ul. Jiang, Sanya, Hainan, China
2 Novosibirsk State University,
2, ul. Pirogova, Novosibirsk, 630090, Russian Federation
3 Institute of Economics and Industrial Engineering
of the Siberian Bransh of the Russian Academy of Sciences,
17, ul. Akademika Lavrent'eva, Novosibirsk, 630090, Russian Federation
For citation: Isupova, E. N., Vart, S. Yu. and Bekareva, S. V. (2024) 'Does the availability of financial services affect the level of population well-being in the Russian Federation?', St. Petersburg University Journal of Economic Studies, 40 (1), pp. 102-126. https://doi.org/10.21638/spbu05.2024.105 (In Russian)
The development of financial markets is a prerequisite for the stable growth of the country's economy. The availability of financial services, provided that markets work effectively, can lead to a noticeable reduction in inequality in society and a reduction in the level of poverty in the economy. An increase in inequality is not necessarily accompanied by an increase in the overall level of poverty. The reasons for the deteriorating financial situation of individual citizens may be the lack of financial literacy and investment in human capital, which often in practice leads to irrational financial decisions. In our study, we tried to empirically assess how the indicator of the level of poverty and the availability of individual financial services for Russian citizens are related in the aggregate sample, focusing on the theoretical explanation of the indirect influence of the factor of availability of financial services on the overall level of poverty in the Russian Federation at the micro level. We used the HSE RMEZ data from 2010-2021 as a statistical database for more than 103 thousand household households. We determined the status of a household based on a comparison of the actual income level and the subsistence minimum established in a particular region. The resulting binary variable eventually acted as a dependent. The regressors were the following indicators: education, age, family status, the presence of children, the period of maternity leave, the health of individuals, as well as factors of availability of financial services. Based on the application of
the binary choice model, we came to the conclusion that large families, women on maternity leave, the unemployed, individuals without higher education, as well as those living in rural areas have a high probability of being among poor households. Based on empirical data, we also determined that in the regions of the Russian Federation in the period under review, the availability of bank cards or a deposit can reduce the likelihood of a household becoming poor by an average of 3-5 %.
Keywords: availability of financial services, poverty, logistics model.
References
Aghion, P. and Bolton, P. A. (1997) 'A Theory of Trickle-Down Growth and Development' Review of Economic Studies, 64 (2), pp. 151-172.
Bachas, P., Gertler, P., Higgins, S. and Seira, E. (2021) 'How Debit Cards Enable the Poor to Save More, The Journal of Finance, 76 (4), pp. 1913-1957.
Banerjee, A. V. and Newman, A. F. (1994) 'Poverty, Incentives, and Development', The American Economic Review, 84 (2), pp. 211-215.
Beck, T., Demirgu^-Kunt, A. and Levine, R. (2004) 'Finance, Inequality, and Poverty: Cross-Country Evidence, World Bank Policy Research Working Paper 3338. Available at: https://ssrn.com/abstract=610382 (accessed: 02.09.2023).
Breunig, R. and Majeed, O. (2016) 'Inequality or Poverty: Wich is Bad for Growth, CAMA Working paper no. 43/2016. Available at: https://papers.ssrn.com/sol3/papers.cfm?abstract_id=2811453 (accessed: 02.09.2023)
Cepparulo, A., Cuestas, J. C. and Intartaglia, M. (2017) 'Financial development, institutions and poverty alleviation: An empirical analysis', Applied Economics, 49 (36), pp. 1-12.
Claessens, S. and Perotti, E (2007) 'Finance and inequality: Channels and evidence, Journal of Comparative Economics, 35 (4), pp. 748-773.
Gafarova, E. A. and Karimov, A. G. (2016) 'Poverty in Russian region: Factors and risks for the working population, Regional Economics: Theory and Practice, 3, pp. 169-179. (In Russian)
Gimet, C. and Lagoarde-Segot, T. (2011) 'A closer look at financial development and income distribution, Journal of Banking & Finance, 35 (7), pp. 1698-1713.
Gimet, C., Lagoarde-Segot, T. and Reyes Ortiz, L. (2018) 'Financialization and the macroeconomy. Theory and empirical evidence, Economic Modelling, 81, pp. 89-110.
Greenwood, J. and Jovanovic, B. (1990) 'Finacial development, growth and the distribution of income, Journal of Political Economy, 98 (5), pp. 1075-1107.
Haan, J. and Sturm, J. (2017) 'Finance and income inequality: A review and new evidence, European Journal of Political Economy, 50, pp. 171-195.
Haan J., Pleninger R. and Sturm, J. (2021) 'Does Financial Development Reduce the Poverty Gap?' Social Indicators Research, 161 (12), pp. 1-27.
Isupova, E. N., Vart, S. Yu. and Bekareva, S. V. (2022) 'Poverty Assessment in SFD: Classical and Alternative Approaches, ECO, 52 (11), pp. 109-124. (In Russian)
Kaidi, N., Mensi, S. and Ben Amor, M. (2019) 'Financial Development, Institutional Quality and Poverty Reduction: Worldwide Evidence, Social Indicators Research, 141, pp. 131-156.
Kakwani, N. (2000) 'On Measuring Growth and Inequality Components of Poverty with Application to Thailand', Journal of Quantitative Economics, 16, pp. 67-68.
Kalacheva, E. A. and Kirienko, E. A. (2018) 'The Definition of Financial Inclusion and Criteria for its Evaluation, Vestnik NSUEM, 1, pp. 131-138. (In Russian)
Kartseva, M. A. (2019) 'Multidimensional Poverty in EU Countries: Risk of Poverty or Social Exclusion (AROPE), Public Administration. E-journal (Russia), 74. pp. 126-155. (In Russian)
Korchagina, I. I., Prokofeva, L. M. and Ter-Akopov, S. A. (2019) 'European experience in measuring poverty and social exclusion: AROPE index, Narodonaselenie (Population), 3, pp. 162-175. (In Russian)
Md Abdullah, O. and Kazuo, I. (2020) 'Does financial inclusion reduce poverty and income inequality in developing countries? A panel data analysis, Journal of Economic Structures, 9, pp. 1-25.
Naceur, S. B. and Zhang, R. (2016) 'Financial Development, Inequality and Poverty: Some International Evidence, IMF Working Paper 16/32. Available at: https://www.imf.org/en/Publications/
WP/Issues/2016/12/31/Financial-Development-Inequality-and-Poverty-Some-International-Evi-dence-43718 (accessed: 24.01.2024). Nivorozhkina, L. I. (2014) 'Impact of consumer debt on household inequality and poverty levels', Bulletin
of Higher Educational Institutions. North Caucasus Region. Social Science, 4, pp. 76-83. (In Russian) Ovcharova, L. N. (2008) 'Poverty and Economic Growth in Russia, The Journal of Social Policy Studies, 6 (4), pp. 439-456. (In Russian)
Rajan, R. and Zingales, L. (2003) 'The great reversals: The politics of financial development in the 20th century, Journal of Financial Economics, 69 (1), pp. 5-50. Rodionova, M. E. (2015) 'Methods of Measurement of Poverty in Foreign Countries and Russia: Comparative Analysis, Gumanitarnye nauki. Vestnik Finansovogo universiteta, 1, pp. 42-47. (In Russian) Shimanovsky, D. V. and Zagrebina, T. S. (2020) 'Modeling of the Main Determinants of the Poverty Level in
Russian Regions, Journal of Applied Economic Research, 19 (2), pp. 149-165. (In Russian) Tarasov, V. T. (2017) 'Econometric approach to the analysis of the income of the population of the regions of Russia with the inequality in their distribution, Vestnik of the Russian University of Cooperation, 4 (30), pp. 65-73. (In Russian)
Villanova, H. C., Chhabra, E. and Fan, Y. (2020) 'Financial Access survey 2020 Trends and Developments, International Monetary Fund Financial Access survey. Available at: https://data.imf.org/?sk=E5DCAB7E-A5CA-4892-A6EA-598B5463A34C&sId=1460040555909 (accessed: 24.01.2024).. Zulfiqar, K. and Aribah, A. (2016) 'Financial inclusion and its implications for inclusive growth in Pakistan' Pakistan Economic and Social Review, 54, p. 297-325.
Received: 06.09.2023 Accepted: 23.11.2023
Authors' information:
Ekaterina N. Isupova — PhD in Economics, Associate Professor; emeltenisova@gmail.com Semen Yu. Vart — Postgraduate Student; s.vart@g.nsu.ru
Svetlana V. Bekareva — PhD in Economics, Associate Professor; s.bekareva@g.nsu.ru
Таблица сопряженности для параметров модели анализа влияния факторов на вероятность перехода домашнего хозяйства в статус малоимущего
Фактор Отсутствие статуса малоимущего (доход выше установленного минимума в регионе) Наличие статуса малоимущего (доход ниже установленного минимума в регионе)
Отсутствие банковской карты 31 331 6308
Наличие банковской карты 59 334 6647
Отсутствие вклада в банке 88 962 12 879
Наличие вклада в банке 1703 76
Отсутствие намерения взять кредит 87 956 12 703
Наличие намерения взять кредит 2709 252
Проживание в населенном пункте, отличном от города 26 967 6467
Проживание в городе 63 698 6488
Отсутствие брака 26 631 2896
Наличие брака 64 034 10 059
Школьное образование 11 290 2219
Среднее образование 54 026 8711
Высшее образование 25 349 2025
Отсутствие работы 34 132 7844
Наличие работы 56 533 5111
Отсутствие детей 55 300 6585
Наличие 1-2 детей в возрасте до 18 лет 33 007 5826
Наличие трех и более детей в возрасте до 18 лет 2358 544
Плохое состояние здоровья 14 341 1807
Среднее состояние здоровья 50 248 7047
Хорошее состояние здоровья 26 076 4 01
Не курит 65 001 9203
Курит 25 664 3752
Отсутствие физической активности 69 774 10 819
Наличие физической активности 20 891 2136
Отсутствие инвалидности 79 720 12 091
Наличие инвалидности 10 945 864
Оценки параметров моделей влияния факторов на вероятность перехода домашнего хозяйства
в статус малоимущего
Фактор Индивид как отдельное домашнее хозяйство (модель 1) Индивид как часть домашнего хозяйства (модель 2)
Мужчины Женщины Мужчины Женщины
poor poor poor poor
city (1) -0,038*** -0,056*** -0,113*** -0,114***
(0,002) (0,003) (0,004) (0,003)
married (1) -0,024*** 0,041*** 0,017*** -0,060***
(0,004) (0,003) (0,005) (0,003)
educ (1) -0,009*** -0,020*** -0,022*** -0,039***
(0,003) (0,004) (0,005) (0,004)
educ (2) -0,026*** -0,068** -0,070*** -0,108***
(0,003) (0,003) (0,005) (0,003)
age -0,001*** -0,007*** -0,003*** -0,004***
(0,0001) (0,0002) (0,0002) (0,0002)
empl (1) -0,139*** -0,249*** -0,151*** -0,090***
(0,005) (0,005) (0,006) (0,004)
kids (1) -0,031*** -0,050*** 0,057*** 0,049***
(0,003) (0,004) (0,005) (0,005)
kids (2) -0,031*** -0,070*** 0,027*** 0,287***
(0,002) (0,003) (0,017) (0,016)
health (1) -0,010*** -0,009* -0,015* -0,001
(0,003) (0,004) (0,006) (0,004)
health (2) -0,023*** -0,027*** -0,016* -0,020***
(0,003) (0,004) (0,006) (0,005)
smoke (1) 0,021*** 0,009** 0,022*** 0,014***
(0,002) (0,004) (0,003) (0,004)
pe (1) -0,005* -0,016*** -0,030* -0,038***
(0,002) (0,003) (0,004) (0,003)
disable (1) -0,020*** -0,069*** -0,036*** -0,034***
(0,002) (0,003) (0,005) (0,004)
Фактор Индивид как отдельное домашнее хозяйство (модель 1) Индивид как часть домашнего хозяйства (модель 2)
Мужчины Женщины Мужчины Женщины
poor poor poor poor
card (1) -0,023*** -0,039*** -0,070*** -0,039***
(0,002) (0,003) (0,004) (0,003)
depos (1) -0,040*** -0,055*** -0,066*** -0,069***
(0,003) (0,006) (0,011) (0,008)
credit (1) -0,021*** -0,023*** -0,037*** -0,029***
(0,005) (0,006) (0,008) (0,007)
retiree (1) -0,044*** -0,047*** -0,067*** -0,032***
(0,002) (0,005) (0,005) (0,005)
maternity (1) - 0,430*** - 0,069***
(0,013) (0,008)
Наблюдений 39 900 63 720 40 669 65 927
AIC 17 385 42 523 30 661 49 941
Хи-квадрат 13 419*** 21 311*** 13 433*** 21 359***
Примечания: * р < 0,1; ** р < 0,05; *** р < 0,01. В скобках указана стандартная ошибка. Источник: рассчитано в среде ЯБШ&о.
