This paper investigates whether siz

This paper investigates whether size and speed of the pass-through of market rates into short term business
lending rates have increased in the wake of the introduction of the euro. Allowing for multiple unknown
structural breaks we find two in four EMU countries, and in the UK as well, and a single one in five other
countries. The pattern of dates fits national banking systems adjusting slowly to the new monetary regime
and suggests caution in associating structural changes to the introduction of the euro. The estimated
equilibrium pass-through in the last break-free period is on average more incomplete, hinting at a reduced
effectiveness of the single monetary policy. These results run against the economic intuition that a reduced
volatility in money market rates is bound to mitigate uncertainty and to ease therefore the transfer of policy
rate changes to retail rates; the run-up to Basel 2 and a deterioration of competition in loan markets could be
the motivations. Caution in extrapolating these findings to recent periods is suggested by the differences
between the unharmonized and the new harmonized retail rates.
Introduction
The transmission of monetary policy hinges on how policy rate
changes, via changes in market interest rates, are transferred to bank
rates, which are likely to influence aggregate demand at least to some
extent. An incomplete pass-through (PT) could actually violate the
Taylor principle—that a central bank should raise its interest rate
instrumentmore than one-to-onewith increases ininflation(Woodford,
2003, 91)—and monetary policy would fail to be stabilizing. It is
therefore interesting to investigate whether size and speed to
equilibriumof PTs have increased in thewake of Stage Three of European
Monetary Union (EMU), thus enhancing the effectiveness of the single
monetary policy, and converged, thus making more uniform the
transmission via the banking sector across countries.
The two key issues are the date of the structural break(s) in the PT
relationship and the change in the parameters possibly associated
with the new monetary regime. Angeloni and Ehrmann (2003)
provide evidence that from January 1999 lending and deposit rate
PTs became on average higher, though adjusting no faster, in four of
the five largest EMU countries (the exception being Germany) and in
the aggregate euro area. Doubts on the robustness of these findings
are however cast by the tests on a common structural break across
countries in coincidence with the introduction of the euro (De Bondt
et al., 2005) and by an alternative strategy of searching for a single
unknown break date in each country (Toolsema et al., 2002; Sander
and Kleimeier, 2004a,b). Moreover, there are no theoretical nor
empirical grounds to assume a single break, because the innovations
produced by the euro are the outcome of a process, announced well
before its formal implementation and unlikely to follow the same path
across countries (Di Lorenzo and Marotta, 2006).
This paper follows and extends Di Lorenzo and Marotta (2006),
focusing on the determination of the short term business lending rate,
the bank rate with the fastest and highest PTs, in nine founding EMU
countries. A key feature of this study is the exploitation of the longest
available data sample—up to September 2003 for some countries; in
addition, to assess whether break dates in PT relationship are likely to
be associated to the euro, the empirical exercise includes a control non-
EMU country like the UK. The robustness of the findings is checked
investigating two issues. First, are the results on dating breaks robust to
a refinement procedure, originally laid out for the case of multiple
unknown breaks with stationary regressors in Bai (1997), when
extended exploratively to the case of regressors integrated of order
one, or I(1), as interest rates most often turn out to be? Second, does the
expected competition enhancement of the single monetary policy
influences short-run PTs, when allowing for asymmetric responses to
changes in market rates?
The paper contributes to the literature in many ways. Two structural
breaks are indeed detected in four EMUcountries, aswell as in the United
Kingdom, a single one in five and none in the case of one retail rate in
Belgium; the date of the last break varies across countries, with a
concentration around mid-1998/late 1999, up until early 2001. This
pattern fits national banking systems adjusting slowly to a newmonetary
regime rather than anticipating it, contrary to the expectational rationale
France) well below one (except for the Netherlands); the adjustment to
equilibrium is generallyfaster; the monetary transmission across countries
has becomeonly slightlymore uniform. The results of themain exercise on
break dates survive the first robustness check; there is also evidence of an
asymmetric impact PT only in two countries, hinting at a weak
enhancement of competition in loan markets. Extending the implications
of a reduced efficacy of monetary policy, because of lower PTs, beyond the
sample period of the econometric exercise has to be resisted however: the
newharmonized retail interest rate series, available as of January 2003, do
show remarkable differences both in levels and dynamics with the
unharmonized series used in this study and in related literature.
The paper is organized as follows. Section 2 surveys the literature
and details the shared empirical framework; Section 3 describes the
data and provides an overview of lending spread patterns across
countries; Section 4 lays out the econometrics to search for multiple
unknown break dates in cointegrated relations and reports the
results; Section 5 discusses the findings; Section 6 concludes.
2. Literature review
Empirical literature on retail rate PTs provides a wide range of
results as to the date of a single structural break, possibly coincident
with the start of Stage Three of EMU, as well as to the changes in longrun
PTs and the adjustment speed to them. Econometric specifications
are based on a standard Klein–Monti model of a monopolistic bank,
under the assumptions of risk neutrality, perfect information, no
switching nor adjustment costs, no joint production of loans and
deposits nor cross-subsidization between loans and deposits (Klein,
1971; Monti, 1972 and, for an extension to an oligopolistic setting,
Freixas and Rochet,1997). The lending rate is determined as a mark-up
over the marginal (opportunity) cost, proxied by a market rate,
matching the maturity of loans. Assuming a linear approximation, the
marginal cost coefficient can be interpreted as the long-run PT, with a
value close to one in the limiting case of a competitive loan market
(Lago-Gonzalez and Salas-Fumás, 2005).
For estimation purposes, whenever the null of cointegration is not
rejected, the Autoregressive Distributed Lags (ARDL) specification in
Cottarelli and Kourelis (1994) is reparametrized as an Error Correction
Mechanism (ECM), following the Granger representation theorem for
cointegrated variables.1
Let an equilibrium, or cointegrated, relation between I(1) interest
rates:
rt ¼ α þ βmrt þ et etfNID 0;σ2e

 ð1Þ
with I(0) OLS residuals, ecm, at the first stage of the Engle and Granger
(1987) two-step estimation procedure (EG),2 where:
r lending rate;
mr driving market interest rate;
ecm stationary residual or deviation (“error” in the ECMacronym)
of the lending rate from its long-run equilibrium value.
The constant includes the credit risk premium; the presence of a
linear trend in Eq. (1) would be instead theoretically inconsistent
(Hamilton, 1994, 501). Short-term dynamics parameters are obtained
in the EG second step, according to the general-to-specific approach
(Hendry, 1995), dropping sequentially insignificant regressors from
the unrestricted specification:
Δrt ¼ θ ecmt−1 þ Σ
k
i¼0
γiΔmrt−i þ Σ
k
j¼1
λjΔrt−j þ ut utfNID 0;σ2u

 ð2Þ
where Δ is the first difference operator.
The key parameters are β (i.e. long-run PT) and θ (i.e. the adjustment
speed to β), also known as loading factor and that should result
statistically significant if cointegration holds; γ0 represents the impact
PT. Within this shared econometric framework the findings in the
literature can be summarized as follows.
Angeloni and Ehrmann (2003) identify via rolling-window
regressions January 1999 as a break-point and find that impact and
peak PTs for short and long term business lending rates computed for
the euro area show the largest increases (from 0.35 to 0.53, from 0.81
to 1.11, respectively) in a set of lending and deposit rates. De Bondt
(2005), on the contrary, having formally rejected with a Chow test the
null of no break at January 1999, finds that long-run PTs for all euro
area bank rates, except the mortgage one, are lower in the EMU period
compared to the extended one (January 1996–June 2001). In
particular, the estimates for the short term business lending rate
shrink from 1.53 to 0.88.
Considering from nowon this bank rate, because it turns out to have
the highest PTs in most studies,3 cross-country and national studies
disagree even more, owing to their choices on how to deal with EMUrelated
breaks4 and howto choose the driving market rate(s) (Table 1).
Hofmann (2003), who assumes a unitary long-run PTand as a driver
the 3-month interbank rate, finds that the break in January 1999 is not
statistically significant for Spain; in addition, the adjustment to equilibrium
becomes faster after the introduction of euro, though remaining
3. Econometric framework and data
3.1. Econometrics
The assumption of a single known structural break in long-run PTs
in coincidence with the introduction of the euro is hardly motivated
on economic grounds; a single unknown break, though a better
starting point, is still an unduly restrictive assumption, because of the
effects of forward looking actions on the one hand and of protracted
adjustments on the other hand. The possibility of multiple unkno

Kết quả (Việt) 1:

Bài báo này điều tra cho dù kích thước và tốc độ của ñöôïc của thị trường tỷ giá vào kinh doanh ngắn hạntỷ giá cho vay đã tăng lên trong sự trỗi dậy của sự ra đời của đồng euro. Cho phép cho nhiều chưa biếtcấu trúc vi phạm chúng tôi tìm thấy hai trong bốn EMU quốc gia, và ở cùng anh, và một một duy nhất trong số năm khácQuốc gia. Các mô hình của ngày phù hợp với hệ thống ngân hàng quốc gia để điều chỉnh từ từ chế độ tiền tệ mớivà cho thấy thận trọng trong cách kết hợp các thay đổi cấu trúc với sự ra đời của đồng euro. Ước tínhcân bằng ñöôïc trong thời kỳ nghỉ miễn phí cuối cùng là trung bình hơn không đầy đủ, cho thấy tại một giảmhiệu quả của chính sách tiền tệ duy nhất. Những kết quả này chạy chống lại trực giác kinh tế mà một giảmbay hơi tại các thị trường tiền tệ tỷ giá là ràng buộc để giảm thiểu sự không chắc chắn và để giảm bớt do đó chuyển chính sáchtỷ lệ thay đổi đối với tỷ giá bán lẻ; run-up to Basel 2 và một xấu đi của đối thủ cạnh tranh trong thị trường cho vay có thểnhững động lực. Thận trọng trong extrapolating những phát hiện này để thời gian tại được đề xuất bởi sự khác biệtgiữa các unharmonized và các mức giá bán lẻ hài hoà mới.Giới thiệuTruyền dẫn của chính sách tiền tệ bản lề trên làm thế nào tỷ lệ chính sáchthay đổi, thông qua những thay đổi trong tỷ lệ lãi suất thị trường, được chuyển giao cho ngân hàngtỷ giá, có khả năng gây ảnh hưởng tới tổng hợp nhu cầu tối thiểu để một sốmức độ. Một ñöôïc không đầy đủ (PT) thực sự có thể vi phạm cácNguyên tắc Taylor — một ngân hàng Trung ương nên tăng lãi suất của nóinstrumentmore hơn một onewith tăng ininflation(Woodford,năm 2003, 91) — và chính sách tiền tệ nào không ổn định. Nó làdo đó thú vị để điều tra cho dù kích thước và tốc độequilibriumof điểm chuyên nghiệp đã tăng lên trong thewake của ba giai đoạn của châu ÂuTiền tệ liên minh (EMU), do đó nâng cao hiệu quả của đĩa đơnchính sách tiền tệ, và hội tụ, do đó làm cho thống nhất hơn cáctruyền thông qua lĩnh vực ngân hàng quốc gia.Hai vấn đề chính là ngày break(s) cấu trúc trong PTmối quan hệ và sự thay đổi trong các tham số có thể liên kếtvới chế độ tiền tệ mới. Angeloni và Ehrmann (2003)cung cấp bằng chứng rằng từ tháng 1 năm 1999 cho vay và khoản tiền gửi tỷ lệĐiểm chuyên nghiệp trở thành trung bình cao hơn, mặc dù điều chỉnh không có nhanh hơn, trong bốn củaEMU lớn nhất năm nước (ngoại trừ là Đức) và trongkhu vực đồng euro tổng hợp. Nghi ngờ vào mạnh mẽ của những phát hiện nàyTuy nhiên được đúc bởi các bài kiểm tra trên một phá vỡ cấu trúc phổ biến trênCác quốc gia trong sự trùng hợp với sự ra đời của đồng euro (De Bondtet al., 2005) và một chiến lược khác của tìm kiếm cho một đơnphá vỡ không rõ ngày tại mỗi quốc gia (Toolsema et al., 2002; Sandervà Kleimeier, 2004a, b). Hơn nữa, không có không có lý thuyết cũng khôngCác sân vườn thực nghiệm để thừa nhận một break duy nhất, bởi vì các sáng kiếnsản xuất bởi đồng euro là kết quả của một quá trình, công bố tốttrước khi thực hiện chính thức của nó và dường như không thực hiện theo cùng một đường dẫnCác quốc gia (Di Lorenzo và Marotta, 2006).Bài báo này sau và kéo dài Di Lorenzo và Marotta (2006),tập trung vào việc xác định tỷ lệ cho vay kinh doanh ngắn hạn,Ngân hàng tỷ lệ với các nhanh nhất và cao điểm, trong chín sáng lập EMUQuốc gia. Một tính năng quan trọng của nghiên cứu này là khai thác dài nhấtcó sẵn dữ liệu mẫu — đến tháng 9 năm 2003 cho một số quốc gia; ởNgoài ra, để thẩm định xem ngày nghỉ trong mối quan hệ PT có khả năngđược liên kết với đồng euro, tập thể dục thực nghiệm bao gồm một điều khiển khôngEMU các quốc gia như Vương Quốc Anh. Mạnh mẽ của những phát hiện được chọnđiều tra hai vấn đề. Đầu tiên, là kết quả ngày hẹn hò mạnh mẽ để phá vỡmột thủ tục tinh tế, ban đầu được đặt ra cho trường hợp của nhiềuchưa biết phá vỡ với regressors văn phòng phẩm ở Bai (1997), khimở rộng exploratively trường hợp của regressors tích hợp của đơn đặt hàngmột, hoặc I(1), như lãi suất thường bật ra? Thứ hai, có cácdự kiến sẽ cạnh tranh nâng cao của chính sách tiền tệ duy nhấtảnh hưởng ngắn-chạy điểm, khi cho phép cho các phản ứng không đối xứng đểnhững thay đổi trong tỷ giá thị trường?Giấy góp phần vào các tài liệu bằng nhiều cách. 2 cấu trúcvi phạm thực sự được phát hiện trong bốn EMUcountries, cũng như trong Hoa KỳAnh, một một duy nhất trong năm và không có trong trường hợp của một tỷ lệ bán lẻ trongBỉ; ngày nghỉ cuối khác nhau trên khắp quốc gia, với mộttập trung xung quanh thành phố giữa-1998/cuối năm 1999, cho đến đầu năm 2001. Điều nàyMô hình phù hợp với hệ thống ngân hàng quốc gia để điều chỉnh từ từ một newmonetarychế độ chứ không phải là dự đoán nó, trái với các lý do expectationalPháp) dưới một (ngoại trừ Hà Lan); việc điều chỉnh đểcân bằng là generallyfaster; truyền tiền tệ quốc giacó becomeonly slightlymore đồng phục. Kết quả của themain tập thể dục trênphá vỡ ngày tồn tại kiểm tra mạnh mẽ đầu tiên; chỗ ở này cũng có bằng chứng của mộttác động không đối xứng PT chỉ trong hai quốc gia, cho thấy tại một yếutăng cường cạnh tranh trong thị trường cho vay. Mở rộng các tác độngmột giảm hiệu quả của chính sách tiền tệ, vì điểm thấp hơn, ngoài cácmẫu thời gian kinh tế lượng tập thể dục đã được chống cự Tuy nhiên: Cácnewharmonized bán lẻ tỷ lệ lãi suất series, sẵn như của tháng 1 năm 2003, làmHiển thị sự khác biệt đáng chú ý cả ở cấp độ và năng động với cácunharmonized loạt được sử dụng trong nghiên cứu này và liên quan đến văn học.Giấy tổ chức như sau. Phần 2 điều tra các tài liệuvà chi tiết khuôn khổ thực nghiệm được chia sẻ; Phần 3 mô tả cácdữ liệu và cung cấp một tổng quan về cho vay mô hình lây lan quaQuốc gia; Phần 4 đưa ra toán kinh tế để tìm kiếm nhiềuphá vỡ không rõ ngày tháng trong cointegrated quan hệ và báo cáo cáckết quả; Phần 5 thảo luận về những phát hiện; Phần 6 kết luận.2. văn học reviewCác văn học thực nghiệm về tỷ giá bán lẻ điểm cung cấp một loạt cáckết quả là ngày của một phá vỡ cấu trúc duy nhất, có thể trùngvới sự bắt đầu của giai đoạn ba EMU, cũng như với những thay đổi trong longrunĐiểm và điều chỉnh tốc độ cho họ. Thông số kỹ thuật kinh tế lượngDựa trên một mô hình Klein-Monti tiêu chuẩn của một ngân hàng độc quyền,theo các giả định nguy cơ trung lập, thông tin hoàn hảo, không cóchuyển đổi hoặc điều chỉnh chi phí, không có sản xuất chung của các khoản vay vàtiền gửi và cũng không cross-subsidization giữa cho vay và tiền gửi (Klein,1971; Monti, 1972 và, cho một phần mở rộng đến một thiết lập oligopolistic,Freixas và Rochet, 1997). Tỷ giá cho vay được xác định là một mark-uptrong chi phí biên (cơ hội), đưa theo một tỷ lệ thị trường,phù hợp với sự trưởng thành của các khoản vay. Giả sử một xấp xỉ tuyến tính, cácHệ số biên chi phí có thể được hiểu là PT lâu dài, với mộtgiá trị gần một trong trường hợp hạn chế của một thị trường cho vay cạnh tranh(Lago-Gonzalez và Salas-Fumás, 2005).Cho các mục đích dự toán, bất cứ khi nào null cointegration là khôngbị từ chối, đặc điểm kỹ thuật Autoregressive phân phối chậm (ARDL) trongCottarelli và Kourelis (năm 1994) là reparametrized như là một sửa lỗiCơ chế (ECM), theo định lý đại diện Granger chocointegrated variables.1Để cho một trạng thái cân bằng, hoặc cointegrated, mối quan hệ giữa I(1) quan tâmtỷ giá:RT ¼ þ α βmrt þ et etfNID 0; σ2eð1Þvới I(0) OLS dư, ecm, ở giai đoạn đầu tiên của Engle và Granger(1987) two-step estimation procedure (EG),2 where:r lending rate;mr driving market interest rate;ecm stationary residual or deviation (“error” in the ECMacronym)of the lending rate from its long-run equilibrium value.The constant includes the credit risk premium; the presence of alinear trend in Eq. (1) would be instead theoretically inconsistent(Hamilton, 1994, 501). Short-term dynamics parameters are obtainedin the EG second step, according to the general-to-specific approach(Hendry, 1995), dropping sequentially insignificant regressors fromthe unrestricted specification:Δrt ¼ θ ecmt−1 þ Σki¼0γiΔmrt−i þ Σkj¼1λjΔrt−j þ ut utfNID 0;σ2u
 ð2Þwhere Δ is the first difference operator.The key parameters are β (i.e. long-run PT) and θ (i.e. the adjustmentspeed to β), also known as loading factor and that should resultstatistically significant if cointegration holds; γ0 represents the impactPT. Within this shared econometric framework the findings in theliterature can be summarized as follows.Angeloni and Ehrmann (2003) identify via rolling-windowregressions January 1999 as a break-point and find that impact andpeak PTs for short and long term business lending rates computed forthe euro area show the largest increases (from 0.35 to 0.53, from 0.81to 1.11, respectively) in a set of lending and deposit rates. De Bondt(2005), on the contrary, having formally rejected with a Chow test thenull of no break at January 1999, finds that long-run PTs for all euroarea bank rates, except the mortgage one, are lower in the EMU periodcompared to the extended one (January 1996–June 2001). Inparticular, the estimates for the short term business lending rateshrink from 1.53 to 0.88.Considering from nowon this bank rate, because it turns out to havethe highest PTs in most studies,3 cross-country and national studiesdisagree even more, owing to their choices on how to deal with EMUrelatedbreaks4 and howto choose the driving market rate(s) (Table 1).Hofmann (2003), who assumes a unitary long-run PTand as a driverthe 3-month interbank rate, finds that the break in January 1999 is notstatistically significant for Spain; in addition, the adjustment to equilibriumbecomes faster after the introduction of euro, though remaining3. Econometric framework and data3.1. EconometricsThe assumption of a single known structural break in long-run PTsin coincidence with the introduction of the euro is hardly motivatedon economic grounds; a single unknown break, though a betterstarting point, is still an unduly restrictive assumption, because of theeffects of forward looking actions on the one hand and of protractedadjustments on the other hand. The possibility of multiple unkno

Kết quả (Việt) 2:

Giấy này điều tra cho dù kích thước và tốc độ của pass-through của lãi suất thị trường vào kinh doanh ngắn hạn
lãi suất cho vay đã tăng lên trong bối cảnh của cuộc đời của đồng euro. Cho phép nhiều không rõ
vỡ cấu trúc, chúng tôi tìm thấy hai trong bốn quốc gia EMU, và ở Anh là tốt, và một trong những đơn trong năm khác
các nước. Các mô hình của ngày phù hợp với các hệ thống ngân hàng quốc gia điều chỉnh từ từ để các chế độ tiền tệ mới
và cho thấy sự thận trọng trong liên kết thay đổi cấu trúc để đời của đồng euro. Các ước tính
cân bằng pass-thông qua trong thời kỳ gián-miễn phí cuối cùng là trung bình chưa đầy đủ hơn, gián tiếp tại một giảm
hiệu quả của các chính sách tiền tệ duy nhất. Những kết quả này chạy với trực giác kinh tế mà một giảm
biến động lãi suất thị trường tiền là ràng buộc để giảm thiểu sự không chắc chắn và do đó để giảm bớt việc chuyển giao chính sách
thay đổi tỷ giá để bán lẻ; chạy lên đến Basel 2 và sự giảm giá của các đối thủ cạnh tranh trong thị trường cho vay có thể là
động lực. Thận trọng trong việc ngoại suy các kết quả này với các giai đoạn gần đây được gợi ý bởi sự khác biệt
giữa các unharmonized và giá bán lẻ mới hài hòa.
Giới thiệu
Việc truyền tải chính sách tiền tệ bản lề về cách lãi suất chính sách
thay đổi, thông qua những thay đổi trong lãi suất thị trường, được chuyển giao cho ngân hàng
lãi suất, trong đó có khả năng ảnh hưởng đến tổng cầu ít nhất ở một
mức độ nào đó. Một không đầy đủ pass-through (PT) có thể thực sự vi phạm các
nguyên tắc Taylor-rằng một ngân hàng trung ương nên tăng lãi suất của nó
instrumentmore hơn một-to-onewith tăng ininflation (Woodford,
2003, 91) -và chính sách tiền tệ sẽ không được ổn định. Đó là
do thú vị để điều tra xem kích thước và tốc độ để
equilibriumof PTS đã tăng lên trong thewake của Giai đoạn ba của châu Âu
Liên minh Tiền tệ (EMU), do đó nâng cao hiệu quả của các đơn
chính sách tiền tệ, và hội tụ, do đó làm cho đồng bộ hơn các
truyền tải thông qua các ngân hàng khu vực giữa các nước.
Hai vấn đề chủ chốt là những ngày phá vỡ cấu trúc (s) trong PT
mối quan hệ và sự thay đổi các thông số có thể liên quan
với chế độ tiền tệ mới. Angeloni và Ehrmann (2003)
cung cấp bằng chứng cho thấy từ tháng 1 năm 1999 lãi suất cho vay và huy động
PTS trở thành trên cao, mặc dù điều chỉnh không nhanh, trong bốn trung bình
trong năm quốc gia EMU lớn nhất (ngoại trừ Đức) và trong
khu vực đồng Euro tổng hợp. Nghi ngờ về sự vững mạnh của những phát hiện này
tuy nhiên được đúc bằng các thử nghiệm trên một phá vỡ cấu trúc phổ biến trên khắp
các nước trong trùng hợp với sự ra đời của đồng euro (De Bondt
et al., 2005) và một chiến lược thay thế để tìm cho mình một đơn
ngày nghỉ chưa biết ở mỗi nước (Toolsema et al, 2002;. Sander
và Kleimeier, 2004a, b). Hơn nữa, không có lý thuyết cũng không
căn cứ thực nghiệm để đảm nhận một break duy nhất, bởi vì những sáng kiến
sản xuất bằng đồng euro là kết quả của một quá trình, công bố cũng
trước khi thực hiện chính thức của mình và dường như không đi theo con đường tương tự
giữa các quốc gia (Di Lorenzo và Marotta, 2006).
Nghiên cứu này cũng mở rộng và Di Lorenzo và Marotta (2006),
tập trung vào việc xác định lãi suất cho vay kinh doanh ngắn hạn,
lãi suất ngân hàng với PTS nhanh nhất và cao nhất, trong chín sáng lập EMU
nước. Một tính năng quan trọng của nghiên cứu này là việc khai thác dài nhất
dữ liệu có sẵn mẫu-up đến tháng 9 năm 2003 cho một số quốc gia; trong
Ngoài ra, để đánh giá xem liệu những ngày nghỉ trong PT mối quan hệ có khả năng
được liên kết với đồng euro, các bài tập thực nghiệm bao gồm một điều khiển không
EMU nước như Vương quốc Anh. Sự vững mạnh của các phát hiện được checked
điều tra hai vấn đề. Đầu tiên, là những kết quả về ngắt hẹn hò mạnh mẽ để
một thủ tục sàng lọc, ban đầu được đặt ra cho các trường hợp có nhiều
vi phạm không rõ với biến hồi quy văn phòng phẩm ở Bái (1997), khi
mở rộng exploratively với trường hợp của biến hồi quy tích hợp bậc
một, hoặc I (1 ), khi lãi suất thường nhất bật ra được? Thứ hai, không những
tăng cường cạnh tranh dự kiến của chính sách tiền tệ duy nhất
ảnh hưởng ngắn chạy PTS, khi cho phép phản ứng bất đối xứng để
thay đổi tỷ giá thị trường?
Các giấy đóng góp vào văn học bằng nhiều cách. Hai cấu trúc
ngắt đang thực sự phát hiện trong bốn EMUcountries, cũng như ở Hoa
Quốc Anh, một trong những đơn trong năm và không ai trong trường hợp của một mức bán lẻ ở
Bỉ; ngày nghỉ cuối cùng khác nhau giữa các nước, với
nồng độ khoảng giữa năm 1998 / cuối năm 1999, cho đến đầu năm 2001. Điều này
phù hợp với mô hình hệ thống ngân hàng quốc gia điều chỉnh từ từ để một newmonetary
chế độ chứ không phải là dự đoán nó, trái với các lý do expectational
Pháp) dưới một (trừ Hà Lan); việc điều chỉnh để
cân bằng là generallyfaster; truyền tiền tệ giữa các quốc gia
có đồng phục becomeonly slightlymore. Kết quả của nó themain vào
ngày nghỉ tồn tại sự kiểm tra mạnh mẽ đầu tiên; đó cũng là bằng chứng của một
tác động bất đối xứng PT chỉ ở hai nước, gián tiếp tại một yếu
tăng cường cạnh tranh trong thị trường cho vay. Mở rộng ý nghĩa
của một hiệu quả giảm của chính sách tiền tệ, vì PTS thấp hơn, vượt ra ngoài
thời kỳ mẫu của bài tập kinh tế phải được phản tuy nhiên: những
loạt lãi suất bán lẻ newharmonized, có sẵn như tháng Giêng năm 2003, làm
cho thấy sự khác biệt đáng chú ý cả ở cấp độ và năng động với
loạt unharmonized được sử dụng trong nghiên cứu này và trong văn học có liên quan.
Giấy được tổ chức như sau. Phần 2 cuộc điều tra các tài liệu
và các chi tiết khuôn khổ thực nghiệm được chia sẻ; Phần 3 mô tả các
dữ liệu và cung cấp một cái nhìn tổng quan cho vay lan rộng mô hình trên toàn
quốc; Phần 4 đưa ra các kinh tế để tìm kiếm nhiều
ngày nghỉ không rõ trong quan hệ cùng hội nhập và báo cáo các
kết quả; Phần 5 thảo luận về những phát hiện; Phần 6 kết thúc.
2. Rà soát tài liệu
văn học thực nghiệm về PTS mức bán lẻ cung cấp một loạt các
kết quả như ngày một phá vỡ cấu trúc duy nhất, có thể trùng
với sự bắt đầu của Giai đoạn ba của EMU, cũng như những thay đổi trong longrun
PTS và tốc độ điều chỉnh cho họ . Thông số kỹ thuật kinh tế lượng
được dựa trên một mô hình Klein-Monti tiêu chuẩn của một ngân hàng độc quyền,
theo các giả trung lập rủi ro, thông tin hoàn hảo, không có
chuyển đổi cũng không điều chỉnh chi phí, không có sản xuất chung của các khoản vay và
tiền gửi cũng không trợ cấp chéo giữa các khoản vay và tiền gửi (Klein,
1971; Monti, 1972 và, đối với một phần mở rộng cho một thiết lập độc quyền nhóm,
Freixas và áo lể, 1997). Lãi suất cho vay được xác định như một dấu-up
trên các biên (cơ hội) chi phí, đại diện bởi một tỷ lệ thị trường,
phù hợp với sự trưởng thành của các khoản vay. Giả sử một xấp xỉ tuyến tính, các
hệ số chi phí cận biên có thể được giải thích như là lâu dài PT, với một
giá trị gần với một trong các trường hợp hạn chế của một thị trường cho vay cạnh tranh
(Lago-Gonzalez và Salas-Fumás, 2005).
Đối với mục đích dự toán, bất cứ khi nào vô cùng hội nhập không được
từ chối, độ trễ tự hồi phân tán (ARDL) đặc điểm kỹ thuật trong
Cottarelli và Kourelis (1994) được reparametrized như một Error Correction
Cơ chế (ECM), theo định lý biểu Granger cho
variables.1 cùng hội nhập
Hãy để một trạng thái cân bằng, hoặc cùng hội nhập, mối quan hệ giữa I (1) quan tâm
giá:
rt ¼ α þ þ βmrt et etfNID 0; σ2e
? ? ð1Þ
với tôi (0) OLS dư, ECM, ở giai đoạn đầu tiên của Engle và Granger
(1987) thủ tục ước lượng hai bước (EG), 2 trong đó:
r lãi suất cho vay;
lãi suất thị trường lái xe mr;
ECM lệch còn lại hoặc văn phòng phẩm ("lỗi" trong ECMacronym)
của lãi suất cho vay từ giá trị cân bằng dài hạn của nó.
Hằng số bao gồm phí bảo hiểm rủi ro tín dụng; sự hiện diện của một
xu hướng tuyến tính trong biểu thức. (1) sẽ là thay vì về mặt lý thuyết không phù hợp
(Hamilton, 1994, 501). Các thông số động lực ngắn hạn thu được
ở bước thứ hai EG, theo cách tiếp cận chung để cụ thể
(Hendry, 1995), giảm không đáng kể tuần tự biến hồi quy từ
các đặc điểm kỹ thuật không hạn chế:
Δrt ¼ θ ecmt-1 þ Σ
k
i¼0
γiΔmrt-i þ Σ
k
j¼1
λjΔrt-j þ ut utfNID 0; σ2u
? ? ð2Þ
nơi Δ là toán tử khác nhau đầu tiên.
Các thông số quan trọng được β (tức là lâu dài PT) và θ (tức là điều chỉnh
tốc độ để β), cũng được biết đến như là yếu tố tải và rằng nên kết quả
có ý nghĩa thống kê nếu cùng hội nhập tổ chức; γ0 thể hiện tác động
PT. Trong khuôn khổ kinh tế lượng này được chia sẻ những phát hiện trong
văn học có thể được tóm tắt như sau.
Angeloni và Ehrmann (2003) xác định thông qua cán cửa sổ
hồi quy tháng 1 năm 1999 như một break-point và thấy rằng tác động và
PTS đỉnh cho lãi suất cho vay kinh doanh ngắn hạn và dài hạn tính toán cho
khu vực đồng euro cho thấy sự gia tăng lớn nhất (0,35-0,53, từ 0,81
đến 1,11, tương ứng) trong một bộ lãi suất cho vay và huy động. De Bondt
(2005), trái lại, đã chính thức bác bỏ với một Chow kiểm tra
null không phá vỡ vào tháng Giêng năm 1999, nhận thấy rằng trong dài hạn pts cho tất cả đồng euro
lãi ngân hàng khu vực, ngoại trừ một việc thế chấp, thấp hơn trong giai đoạn EMU
so với một mở rộng (tháng 1 năm 1996 tháng sáu 2001). Trong
đó, ước tính cho lãi suất cho vay kinh doanh ngắn hạn
giảm 1,53-0,88.
Xét từ Nowon tỷ giá ngân hàng này, vì thực ra có
PTS cao nhất trong hầu hết các nghiên cứu, 3 xuyên quốc gia và các nghiên cứu quốc gia
không đồng ý nhiều hơn, do đến sự lựa chọn của họ về cách đối phó với EMUrelated
breaks4 và howto chọn tỷ lệ thị trường lái xe (s) (Bảng 1).
Hofmann (2003), người đã giả định một đơn nhất trong dài hạn PTand như một trình điều khiển
tỷ giá liên ngân 3 tháng, nhận thấy rằng giờ nghỉ trong tháng 1 năm 1999 là không
đáng kể về mặt thống kê cho Tây Ban Nha; ngoài ra, việc điều chỉnh để cân bằng
trở nên nhanh hơn sau sự ra đời của đồng euro, mặc dù còn
3. Khuôn khổ kinh tế lượng và dữ liệu
3.1. Kinh tế
Các giả định về một phá vỡ cấu trúc được biết đến duy nhất trong dài hạn PTS
trùng hợp với sự ra đời của đồng euro là hầu như không có động cơ
trên cơ sở kinh tế; một break duy nhất không rõ, mặc dù một tốt hơn
điểm khởi đầu, vẫn là một giả định không đúng luật hạn chế, vì những
hiệu ứng chuyển tiếp tìm kiếm các hành động trên một mặt và kéo dài
những điều chỉnh về mặt khác. Khả năng của nhiều unkno