Analyse des déterminants de la transmission des taux ...

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Analyse des déterminants de la transmission des taux directeurs sur les taux bancaires en Europe

Raphaël Jeudy

juin 2008

Abstract

Analyses of the transmission of money market rates to retail interest rates are a way to appreciate some effects of the monetary policy. The main question since Euro is the convergence of this transmission in the Euro area. The aim of this study is to find likeness in evolutions and dynamics of transmission to confirm or to reject the convergence hypothesis. In this way, estimates of the pass-through have been conducted in a previous study with rolling regressions between 1990 and 2007 on 11 countries of the euro area and on several retail interest rates. This pass-through approach is a way to study transmission’s dynamics between interest rates. The next step is to see if the the pass-through process is driven by some macroeconomic factors and if transmission’s differences could be explained by disparities of economies. A panel analysis on previous pass-through estimates is done to try to give answers to this question.

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Introduction .............................................................................................................................. 3

1 Influence théorique de déterminants du pass-through ................................................. 4

1.1 L’influence de la concurrence .................................................................................... 4

1.2 L’influence de la volatilité des taux ........................................................................... 4

1.3 L’influence de l’inflation ............................................................................................ 5

1.4 L’influence de la croissance ....................................................................................... 5

2 Méthodologie ..................................................................................................................... 6

2.1 Les données ................................................................................................................ 6

2.2 Le modèle ................................................................................................................... 9

3 Estimation de panel sur les niveaux de réponse .......................................................... 10

3.1 Panel sur l’ensemble des taux .................................................................................. 11

3.2 Ventilation par type de taux bancaire ...................................................................... 14

3.3 Ventilation par taux bancaire .................................................................................. 15

3.4 Ventilation par pays ................................................................................................. 18

4 Estimation sur panel de la vitesse de transmission ..................................................... 20

4.1 Différences entre les taux débiteurs et les taux créditeurs ....................................... 22

4.2 Ventilation par taux bancaire .................................................................................. 22

5 Estimation sur panel des asymétries de transmission ................................................. 23

5.1 Représentations en coupe des asymétries ................................................................ 24

5.2 Mise en évidence de déterminants des asymétries par l’économétrie de panel ....... 26

5.2.1 Les déterminants de l’asymétrie de signe ........................................................................... 27

5.2.2 Les déterminants de l’asymétrie d’amplitude .................................................................... 29

Conclusions ............................................................................................................................. 32

Bibliographie ........................................................................................................................... 34

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Introduction

L’estimation de la transmission des taux d’intérêt directeurs sur les taux bancaires permet d’apprécier les effets de la politique monétaire lorsque celle-ci passe par la maîtrise des taux d’intérêt. Ce mécanisme est plus couramment connu sous le terme de pass-through des taux directeurs sur les taux bancaires. L’estimation du pass-through dans la zone euro est un moyen d’aborder la question de la cohérence de la politique monétaire unique. En effet, si la transmission des taux d’intérêt ne se fait pas de la même manière d’un pays à l’autre, la politique monétaire à des effets hétérogènes au sein de la zone euro. On peut alors penser que ceci risque de générer des déséquilibres et des problèmes d’unité de la politique monétaire européenne. Les études sur le sujet concluent à la persistance d’hétérogénéité dans la qualité de transmission (Mojon 2000, Sanders et Kleimeier 2004, Toolsema, Sturm et Haan 2002, Jeudy 2007). Il est possible que ces disparités trouvent leur source dans les caractéristiques propres à chaque pays. Ainsi, l’état de la concurrence et de la santé du système bancaire, le développement des marchés financiers ou, plus généralement, les différences entre les économies seraient responsables des disparités observées (Cadoret, Durand, Payelle 2006). Les différents résultats obtenus dans notre étude de 2007 (Les dynamiques de transmission des taux directeurs sur les taux bancaires en Europe) ont permis d’apprécier les caractéristiques et les évolutions des niveaux et des vitesses de transmission des taux d’intérêt pour les pays de la zone euro. Certains facteurs, tels que la volatilité des taux, pourraient avoir une influence sur les dynamiques du pass-through, qu’il s’agisse aussi bien de comportements symétriques ou asymétriques qui ont pu faire l’objet de conclusions précédentes. Afin de déterminer l’impact que pourraient avoir certaines variables liées à l’état de l’économie ou à des évolutions des structures du marché bancaire, il est nécessaire de procéder à une analyse de ces éventuels déterminants à l’aide d’une estimation sur panel (Mojon 2000, Sanders, Kleimeier 2004). L’utilisation de méthodes d’économétrie de panel permet d’envisager l’analyse du pass-through sous un angle différent puisqu’il s’agit alors de déterminer non plus la qualité de la relation entre les taux directeurs et les taux bancaires mais de se servir de ces données comme variables endogènes dans un modèle où les variables explicatives pourront être éventuellement interprétées comme des déterminants du processus de transmission. Ces variables exogènes sont des variables macroéconomiques qui pourraient avoir une influence directe sur les relations entre les taux d’intérêt. Une première partie est consacrée aux aspects théoriques des déterminants du pass-through. Une seconde partie a pour objet la méthodologie. Une troisième partie présente les résultats obtenus sur les niveaux de transmission. Une quatrième partie présente les résultats obtenus sur les vitesses de transmission. Enfin, une cinquième partie est consacrée à la mise en évidences des déterminants des asymétries de transmission liées au signe ou a l’amplitude des variations.

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1.1 Influence théorique de déterminants du pass-through

Certains facteurs institutionnels et financiers influencent le pass-through de façon positive ou négative. Ces facteurs peuvent apporter des explications sur les différences constatées d’un pays à un autre au niveau de la qualité du pass-through. Les principaux résultats des études empiriques permettent d’isoler certains déterminants liés à la structure de l’économie et du marché bancaire.

1.1.1 L’influence de la concurrence L’écart entre le taux d’intérêt du marché monétaire et les taux appliqués par les banques est le spread de taux d’intérêt. Cet écart est dû à la marge d’intérêt bancaire qui est elle-même influencée par la structure du marché bancaire et par la conjoncture économique. En effet, théoriquement, plus le marché bancaire est un marché concurrentiel, plus la marge bancaire devrait tendre à diminuer. A l’inverse, si le marché est monopolistique, alors, d’après la théorie microéconomique, cette marge bancaire devrait se trouver au-dessus du coût marginal de l’activité bancaire. Le manque de concurrence sur le marché bancaire peut être dû à la réglementation, la présence de collusion ou à des coûts fixes et des barrières à l’entrée élevées. La concurrence peut être de nature différente. Il est possible de distinguer la concurrence sur le marché bancaire et la concurrence issue de la finance directe. Dans le cadre de la concurrence sur le marché bancaire, il s’agit d’apprécier l’influence de la concentration bancaire ou de la pression de la concurrence étrangère. Le développement de la finance directe donne des alternatives de financement qui peuvent venir concurrencer le marché du crédit bancaire et, par conséquent, conduirait à une augmentation du degré de concurrence et à posteriori à une augmentation de la transmission. La concurrence a un effet généralement positif dans le processus de transmission des taux directeurs sur les taux bancaires. D’une manière générale, les études des déterminants du pass-through s’accordent à conclure à un effet positif du développement des marchés financiers qui entrerait indirectement en compte dans l’appréciation du degré de concurrence sur le marché bancaire. C’est notamment le cas de Mojon 2000 et Sanders et Kleimeier 2004. Les études empiriques semblent indiquer que la concurrence permet de réduire le cycle d’asymétrie du pass-through (Mojon 2000). En effet, le pass-through est en général plus élevé lorsque le taux d’intérêt monétaire augmente que lorsqu’il diminue en ce qui concerne les taux des crédits. Il se produit le phénomène inverse pour les taux des dépôts. Cette asymétrie découle de la maximisation des marges nette d’intérêt bancaires lorsque l’élasticité de la demande de crédit est faible. Il est possible que ce phénomène d’asymétrie dans le pass-through soit moins prononcé lorsque la concurrence entre les banques est élevée, ce qui impliquerait une amélioration dans la transmission.

1.1.2 L’influence de la volatilité des taux

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En présence d’incertitude sur la politique monétaire, les banques ont du mal à ajuster leurs taux. En effet, les coûts d’ajustement sont alors d’autant plus élevés que le niveau d’incertitude sur la politique monétaire est grand. Ceci est lié au fait que la présence d’incertitude sur les variations futures du taux du marché monétaire induit un risque de taux d’intérêt pour la banque. De plus, les emprunteurs sont averses au risque et préfèrent la stabilité. Ainsi, les banques vont encore une fois privilégier la stabilité de leurs taux et vont adopter un comportement de lissage des variations du taux monétaire. Dans ce cas on devrait observer une variance moins élevée dans le taux du crédit que dans le taux du marché monétaire. Si ce comportement bancaire est vérifié, alors la mise en place de la politique monétaire commune devrait être un facteur qui influence le bon fonctionnement de la transmission du taux monétaire aux taux bancaires car la politique monétaire européenne suit une ligne de conduite stable et transparente. Ce niveau d’incertitude est associé empiriquement à la variance du taux d’intérêt monétaire. Les résultats empiriques montrent que lorsque cette variance est élevée, la qualité de la transmission du taux monétaire au taux bancaire est altérée de façon significative. Une variance élevée induit donc une viscosité dans le pass-through. D’une manière générale, les variations du taux d’intérêt du marché monétaire affectent plus fortement les taux de la banque de détail lorsque ces variations sont perçues comme étant permanentes. L’inverse se vérifie si ces variations sont perçues comme étant temporaires.

1.1.3 L’influence de l’inflation L’inflation permet aux prix de s’ajuster plus facilement. En effet, certains prix sont rigides à la baisse (salaires) et l’inflation permet un réajustement par les prix relatifs (Mojon 2000). Le taux de la banque centrale augmente parfois moins vite que l’inflation. Dans ce cas, le taux d’intérêt réel diminue. Les banques vont alors augmenter leurs taux débiteurs car cette baisse du taux d’intérêt réel constitue une détérioration des profits bancaires et alimente la demande de crédit par ailleurs. Il est donc possible que la vitesse d’ajustement et la qualité du pass-through soient améliorées en présence d’inflation. L’inflation permettrait alors un meilleur ajustement à la hausse des taux d’intérêt et, par conséquent, dans certains cas, une meilleure transmission entre le taux monétaire et les taux bancaires. Dans la plupart des cas, il est difficile de conclure sur l’effet de cette variable. Néanmoins, les études empiriques obtiennent des résultats en faveur d’un impact négatif sur la transmission (surtout lorsque l’inflation est forte). Lorsque l’inflation est forte, le taux d’intérêt réel est très faible. Ceci peut alors perturber la transmission car les chocs dans les variations du taux monétaire sont ressentis différemment par les agents en étant compensés et amortis par la forte inflation. Ces résultats viennent infirmer, pour la plupart, l’aspect théorique développé par Mojon sur l’inflation qui permettrait un meilleur ajustement des taux d’intérêt.

1.1.4 L’influence de la croissance Tout comme l’inflation, la croissance aura un effet sur le pass-through de la politique monétaire. En effet, la croissance va avoir un impact fort sur l’économie en termes d’investissement et donc en termes d’endettement. Lorsque la croissance est bonne et qu’une forte demande est anticipée, les perspectives de profits sont élevées et les entreprises

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anticipent une hausse de l’activité et investissent. L’investissement est fortement corrélé à la croissance qui est reflétée principalement par le taux de croissance du produit intérieur brut (effet du multiplicateur keynésien). Lorsque l’investissement est élevé et que la croissance est bonne, les entreprises auront tendance à s’endetter. Cet endettement va se faire soit par recours à la finance directe sur les marchés financiers, soit par recours massif au crédit bancaire. Il est donc probable que la hausse de la demande et du volume de crédit aient des effets sur la qualité du pass-through.

1.2 Méthodologie La difficulté principale de l’analyse des déterminants du pass-through réside dans le nombre souvent réduit de données pour les variables endogènes car chaque point correspond à une estimation s’appliquant à une période relativement longue. De plus, les données pour les variables exogènes ne sont pas disponibles pour des fréquences supérieures à un an. Notre première étude du pass-through avait pour objectif d’estimer et de suivre les évolutions de la vitesse et de la profondeur de la transmission des taux directeurs sur les taux bancaires pour les pays de la zone euro entre 1990 et 2004 ; date qui marque la rupture des séries de taux bancaires suite à la mise en place des séries harmonisées. Les coefficients de transmission utilisés pour l’analyse des déterminants du pass-through ont par conséquent été préalablement estimés dans Jeudy 2007. L’utilisation des estimations sur régressions glissantes aura permis de suivre les évolutions de ces coefficients au cours de la période d’estimation et permet maintenant de contourner la première difficulté quant au nombre réduit de données dans l’analyse des déterminants. Ainsi, à l’aide d’un grand nombre d’estimations (rolling regressions), il est alors possible d’obtenir des données annuelles ou même mensuelles pour les variables endogènes du modèle. Seules les estimations annuelles sont retenues dans cette approche puisque les variables exogènes utilisées dans le panel sont limitées à cette fréquence. Avec une période d’estimation allant de 1990/1994 à 2000/2004 sur les séries de taux bancaires historiques et avec une estimation sur la période 2003/2007 des séries harmonisées, il est alors possible de construire des séries d’une dizaine de points pour chaque taux et pour chaque pays. Ce procédé permet d’obtenir des séries empilées avec un grand nombre d’observations (plus de 700), ce qui constitue un panel relativement important.

1.2.1 Les données Les séries des variables endogènes sont les différentes séries de coefficients de réponse à 0, 1, 3, 6, 12 mois et à long terme suite à un variation des taux directeurs (impact multipliers,1 to 12 months multipliers, long term multipliers) ainsi que les coefficients de retour vers l’équilibre de long terme des modèles à correction d’erreur (speed) et les estimations des asymétries (distorsions) de signe (DS) et d’amplitude de variation (DV) à 3 et 6 mois estimés à l’aide de modèles à seuil. Ces coefficients proviennent des estimations réalisées sur régressions glissantes des modèles symétriques et asymétriques de notre précédente étude. Le principal modèle symétrique est un modèle à correction d’erreur offrant une estimation de la vitesse de retour vers l’équilibre de long terme suite à une déviation des taux directeurs.

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L’estimation des coefficients de réponse est réalisée par simulation du modèle suite à l’introduction d’un choc exogène. Le modèle est le suivant :

ttt uML ++= θθ0)1(

ttECTitiMtMitiL ECTMMLLn

i

k

it εββββα ++∆+∆+∆+=∆ −−− ∑∑

==1,0,,0

*

1

*

1)2(

L’équation (1) est la relation de long terme et l’équation (2) est le modèle de court terme (modèle à correction d’erreur). Le terme ECT (Error Correction Term) fait intervenir les résidus ut de l’équation (1). Les variables de taux L et M sont intégrées d’ordre 1. Elles sont donc différenciées pour éviter tout risque de régressions fallacieuses. Dans un souci d’homogénéité des modèles entre pays, le nombre de retards a été fixé arbitrairement à k=2 et n=2 pour pouvoir autoriser des comparaisons plus fiables. Les critères d’information confirment ce choix dans une grande majorité des cas. En cas de rejet de l’hypothèse de cointégration, un modèle de pass-through standard lui est substitué :

t

n

nntnt

k

kktkt MMLL εββλα +∆+∆+∆+=∆ ∑∑

=−

=−

max

1

max

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La seconde série de modèles concerne l’étude des asymétries du processus de transmission. Ces modèles sont des modèles à seuil permettant d’estimer des coefficients d’asymétrie dans les réponses suite à des chocs de signes différents ou d’échelles différentes. L’analyse des facteurs qui pourraient avoir une incidence sur la présence de ces asymétries fait l’objet de la dernière partie. Les modèles utilisés précédemment pour l’estimation des ces distorsions sont les suivants :

ttt uML ++= θθ 0)1(

( ) ttitiMitiMitiL ECTMIMILLi

ti

ti

t εγλαβδ ++∆−+∆+∆+=∆ −−−− ∑∑∑===

1,,,

1

0

1

0

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11)2(

Valeur de la variable indicatrice en fonction de l’asymétrie recherchée : (1) It = 1 if ∆Mt > 0 else 0 (2) It = 1 if ∆Mt > Seuil else 0 L’étude des déterminants du pass-through porte dans un premier temps sur les coefficients obtenus sur les estimations du pass-through des taux monétaires à trois mois et overnight dans le cadre de la monetary policy approach. La même analyse est réalisée sur les coefficients obtenus dans le cadre de la cost of funds approach1. Certaines variables composites ont été créées à partir de ces séries ; c’est notamment le cas des variables permettant de mesurer la 1 La cost of funds approach est une estimation de la transmission dont le taux de référence utlisé comme approximation du taux directeur varie en fonction de l’échéance du taux bancaire dont on cherche à estimer la qualité de la transmission. Le choix du taux de référence n’est pas arbitraire ; il s’agit du taux monétaire ou d’obligation d’Etat dont la corrélation est la plus élevée avec le taux bancaire concidéré. Pour plus de précisions et pour le calcul des corrélations, se reporter à Jeudy 2007.

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réactivité du pass-through. Ces variables sont des écarts (gap) entre les coefficients de réponse à plusieurs mois d’intervalle. Plus ces variables diminuent et se rapprochent de zéro et plus la réactivité du pass-through est jugée forte. L’ensemble de ces coefficients préalablement estimés à l’aide des régressions glissantes permet non seulement d’obtenir un échantillon important, mais aussi de tester l’influence de certaines variables explicatives sur des dynamiques de transmission particulières telles que les asymétries de signes et d’amplitudes des variations. Les variables exogènes du modèle sont de plusieurs types. Une première catégorie regroupe des variables macroéconomiques telles que la croissance, l’inflation et la volatilité du taux du marché monétaire. Une seconde catégorie est composée de variables de concurrence bancaire. La première variable est un indicateur du développement du système financiers et du degré de concurrence entre la finance directe et la finance indirecte. Ce dernier indicateur est le ratio des financements directs des entreprises non financières rapportés au PIB (debt security corporate sector to GDP). Une variable de concurrence extérieure est aussi testée ; il s’agit du ratio des positions bancaires de l’extérieur sur le secteur non bancaire pour un pays donné rapportées à son PIB (external positions of reporting banks vis-à-vis the non-bank sector vis-à-vis individual countries to GDP). Enfin, une variable de concentration bancaire telle que l’indice de concentration d’Herfindahl ou l’indice CR5 est utilisée. Cette dernière variable indique la part de marché que représentent les cinq premiers établissements de crédit pour chaque pays. Une troisième catégorie regroupe des indicateurs de la santé et de la profitabilité bancaire tels que le ROA (return on assets) et les marges nettes sur les taux d’intérêt bancaires (net interest margin). Le panel est complété d’une série de variables indicatrices afin de pouvoir capturer certains effets spécifiques aux pays, aux types de taux ou à certaines périodes indiquant la possibilité de rupture dans les séries temporelles telles que la mise en place de la monnaie unique et de la convergence des taux d’intérêt à partir de 1998 ou encore le passage aux séries harmonisées entre 2003 et 2004 pour le calcul de la période 2003/2007. Les modèles symétriques et asymétriques ont été utilisés sur ces nouvelles séries harmonisées pour obtenir une estimation du pass-through sur la période la plus récente. La construction de ces séries ne repose pas sur les mêmes critères que ceux des séries historiques antérieures. Il est donc probable d’avoir un effet lié au changement de série. C’est pourquoi, il est préférable de faire intervenir une variable indicatrice sur cette période dans les modèles afin de capturer au moins en partie l’effet de cette harmonisation. Un retraitement des données des variables exogènes a été réalisé de manière à ce qu’elles coïncident avec les variables endogènes. En effet, il est nécessaire que les périodes associées aux variables explicatives correspondent aux périodes d’estimation des variables expliquées. Les coefficients obtenus à partir des régressions glissantes sont pris pour chaque année mais correspondent à une fenêtre d’estimation de 3 ans et 3 trimestres, soit environ 4 ans. Les séries historiques de taux bancaires sont disponibles jusqu’en septembre 2009 ; cette plage d’estimation a donc été choisie de manière à avoir une estimation finale débutant en 2000 tout en disposant d’un minimum nécessaire de données pour la qualité de l’estimation économétrique. Il est par conséquent nécessaire que les périodes représentées par les autres variables du panel soient des moyennes construites sur les mêmes périodes. D’autre part, le nombre élevé d’observations de notre panel permet de réaliser des estimations sur des séries différenciées. D’un point de vue économétrique, le fait de recourir à une différenciation permet d’obtenir des séries stationnaires dans notre panel, ce qui limite les risques de régressions fallacieuses. Les résultats et la méthode économétrique utilisée pour les obtenir sont ainsi probablement plus sûrs. A notre connaissance, les études précédentes sur

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panel n’ont pas été réalisées sur des séries en différence première car le nombre d’observations disponibles était trop faible pour le permettre. Dans ce cas, les risques d’avoir des séries non stationnaires est très présent. Du point de vue de la méthode, il est tout à fait possible de faire une estimation sur panel avec des variables non différenciées mais les risques d’apparition d’artefacts statistiques sont plus élevés. D’autre part, les résultats obtenus sur des modèles en niveaux et ceux des modèles sur variables différenciées restent très différents, ce qui montre l’importance de cette transformation sur les conclusions qui peuvent ressortir de ces modèles. En conséquence, seule l’analyse des séries différenciées a été retenue, avec néanmoins une exception pour les séries de coefficients d’asymétrie qui auront fait l’objet d’une analyse en niveau offrant ainsi une qualité d’information supérieure en permettant de dissocier les phases d’asymétries en faveur des variation négatives et positives pour l’asymétrie de signe et en permettant de dissocier les phases d’asymétries en faveur des variations de faible intensité et de forte intensité pour l’asymétrie d’amplitude. Les tests de racine unitaire de Pesaran et Shin2 2003 montrent que les séries des coefficients d’asymétrie3 de signe et de variation sont stationnaires. Lorsque l’on change de taux directeur de référence dans l’estimation du pass-through, il semble nécessaire de changer la référence en termes de volatilité du taux du marché monétaire dans les modèles à seuil et dans le calcul du seuil pour être plus précis. Ainsi, dans le cadre du pass-through du taux overnight, le modèle à seuil utilisé pour identifier les asymétries dues à l’ampleur des variations est un modèle d’estimation des seuils en fonction de la volatilité du taux du marché monétaire4. Ce modèle estime les seuils optimaux selon les critères de minimisation de la somme des carré des résidus (RSS : residual sum of squares) et d’échantillon équilibré (40% à 60% d’observations dans chaque régime). Le changement de taux monétaire de référence nécessite que cette estimation de seuil optimal repose sur la volatilité du taux monétaire en question. L’estimation de cette volatilité est le carré des résidus du modèle autorégressif simple de ce taux monétaire de référence (de Bondt, Mojon, Valla 2005). Ainsi, pour l’estimation des coefficients d’asymétrie (distorsions) dans le cadre de la Cost of Funds Approach, les taux de références pour les estimations des seuils de volatilité varient en fonction du taux monétaire de référence utilisé au cas par cas. Le taux de référence peut donc être aussi bien le taux à 1 mois que le taux sur les obligations d’Etat à 10 ans selon le cas.

1.2.2 Le modèle Le modèle utilisé pour l’estimation du panel est un modèle à effets fixes qui permet de faire ressortir les effets propres à chaque pays s’ils sont éloignés de la moyenne. En effet, une contrainte de nullité sur la somme des coefficients estimés des variables indicatrices propres à chaque pays permet d’établir un test de significativité de ces coefficients par rapport à la moyenne de l’échantillon total. Ce procédé permet donc de faire ressortir les pays dont les caractéristiques se distinguent plus fortement. Il est alors possible de classer les pays par

2 Procédure disponible pour RATS : IPSHIN.SRC 3 Ces séries de distorsion sont construites par différence entre les réponses d’un régime par rapport à l’autre. Ainsi, il n’y a pas d’asymétrie lorsque les réponses sont les mêmes ; la distorsion est alors nulle. 4 Voir “les dynamiques de transmission des taux monétaires sur les taux bancaires en Europe ” pour plus de précisions sur les modèles qui ont été utilisés pour l’estimation des coefficients de transmission.

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catégories : les pays en dessous de la moyenne, ceux dont les coefficients sont non significatifs et qui sont, par conséquent, proche de la moyenne et ceux qui sont au-dessus de la moyenne. De la même manière, l’introduction de variables indicatrices sur des périodes spécifiques permet d’avoir une estimation de l’incidence de ces événements sur la régression et donc sur la qualité de la transmission. Deux variables de ce type sont testées dans me modèle : une variable indicatrice pour l’année 1998 qui marque une rupture dans les dynamiques de taux d’intérêt5, et une variable indicatrice en 2003 pour marquer le passage aux séries harmonisées et ainsi capturer une partie de l’effet engendré par cette discontinuité.

1.3 Estimation de panel sur les niveaux de réponse L’estimation sur panel commence sur les coefficients de réponse aux chocs comme variables endogènes. Il s’agit ici de se rendre compte de l’influence de certaines variables explicatives sur le niveau du pass-through. Les conclusions de notre première étude sont mitigées sur les évolutions des niveaux de transmission. Ces conclusions rejoignent celles de Sanders et Kleimeier (2004) qui indiquent la présence de disparités dans les évolutions des niveaux de pass-through en fonction des pays et des types de taux considérés et ce, en dépit d’une amélioration généralisée de la vitesse de transmission. L’analyse sur périodes fixes entre la période précédant l’euro et période euro menée précédemment confirme ces résultats en concluant sur une amélioration de la réactivité du pass-through sans pour autant qu’aucune conclusion ne soit possible sur les niveaux. Ainsi, dans la période euro les niveaux de transmission ont augmenté pour certains pays tandis qu’ils ont diminué pour d’autres. En comparant les évolutions sur les régressions glissantes, il semble que les niveaux aient diminué dans de plus fortes proportions. Pour prolonger l’étude sur panel jusqu’à la période actuelle, les coefficients ont été recalculés sur la période 2003/20076 qui se différencie par un changement des séries des taux bancaires avec la mise en place de séries harmonisées. Dans l’ensemble, les niveaux de transmission semblent avoir encore diminués sur cette période marquée par un manque de réactivité de certains taux bancaires à la remonté des taux directeurs en 2006 et 2007. Il convient de choisir quel est le coefficient susceptible d’être le meilleur indicateur du niveau de la transmission pour les conclusions de l’analyse. Il est préférable que l’indicateur soit stable. Pour cette raison, les coefficients les meilleurs sont ceux des réponses à 3, 6 et 12 mois. Les résultats précédents montrent que le niveau final de pass-through est souvent atteint à partir de 6 mois ce qui semble indiquer que la réponse à 6 mois est une bonne mesure du niveau de la transmission final. Par conséquent, une attention particulière sera portée aux résultats obtenus sur cette variable.

5 L’année 1998 marque un changement dans les évolutions des taux d’intérêt avec la mise en place d’un processus de convergence pour la mise en place de la monnaie unique. Les tests de Bai Perron menés précédemment révèlent la présence de cette rupture qui permet de distinguer deux sous-périodes entre 1990 et 2003. 6 Voir graphiques en annexe.

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1.3.1 Panel sur l’ensemble des taux Le premier modèle comprend l’ensemble du panel de données. Par conséquent, il s’agit d’une analyse sur l’ensemble des taux bancaires disponibles. Dans un premier temps, l’estimation du panel repose sur l’ensemble des observations sans se préoccuper dans le processus de transmission des effets liés aux différences de maturité, à la nature de l’emprunteur et au fait qu’il s’agisse d’un taux débiteur ou créditeur. Une ventilation selon ces critères permet dans un second temps de dissocier les déterminants propres à chaque type de taux ou à chaque type de maturité (courte ou longue) ou d’emprunteur (entreprises ou particuliers). L’intérêt de ce premier modèle est d’avoir un échantillon de grande taille et d’avoir une vision globale des déterminants du niveau de pass-through. L’analyse des déterminants sur l’ensemble des niveaux de transmission se décline suivant les trois approches7 et donne des résultats dans chacune d’entre elles. Contrairement aux conclusions apportées dans Sanders et Kleimeier (2004), il semblerait que les coefficients obtenus dans le cadre de l’approche des coûts (cost of funds approach) permettent de faire ressortir l’influence de certaines variables sur l’évolution des niveaux de pass-through. Les résultats obtenus sont très proches dans le cadre de l’approche de la politique monétaire (monetary policy approach) sur le taux overnight et sur le taux à trois mois. L’approche par les coûts apporte des résultats similaires, même si les estimations de la transmission reposent sur des taux directeurs à échéance variables. Cette première conclusion semble indiquer une certaine constance et une certaine robustesse dans les résultats malgré des méthodes d’estimation différentes des variables endogènes dans les trois cas. Un certain nombre de variables ressortent sur les estimations sur l’ensemble des taux. Dans la plupart des cas, les variables sont significatives pour tous les niveaux de réponse. Pour les variables macroéconomiques, il semble que la croissance et la volatilité du taux du marché monétaire aient un effet positif sur les niveaux de transmission. Cette tendance semble s’accentuer pour les niveaux de réponse à plus long terme (6 et 12 mois). L’inflation semble avoir un effet négatif à partir du troisième mois de réponse au choc dans l’analyse du pass-through sur le taux à trois mois uniquement ; l’influence de l’inflation sur la transmission ne ressort pas dans les deux autres approches. Ces premières conclusions vont dans le sens attendu pour l’influence de la croissance et de l’inflation, néanmoins, il n’en est pas de même pour le rôle de la volatilité dans le processus de transmission qui semble indiquer une influence positive sur les niveaux de transmission. Il est important de faire la distinction entre le niveau et la vitesse de la transmission. En effet, d’après les études réalisées sur les régressions glissantes et sur périodes fixes, il semblerait que les niveaux de transmission aient tendance à stagner, voire même à diminuer dans les dernières années d’estimation. Par contre, les vitesses de transmission, c’est-à-dire la rapidité avec laquelle la transmission du choc s’effectue pour s’ajuster à son niveau de long terme semble s’être améliorée dans l’ensemble. Ces deux constats ne sont pas pour autant paradoxales puisqu’il est raisonnable de penser que la vitesse de transmission se soit améliorée en partie du fait d’une moindre réponse des niveaux de transmission. En effet, si le niveau de transmission est moins élevé, l’ajustement vers ce niveau en est d’autant plus rapide lors d’une variation des taux directeurs. Les conclusions apportées dans le cadre de l’étude sur 7 Les trois approches en question sont les régressions des coefficients obtenus sur le taux overnight et sur le taux à trois mois dans les deux approches monétaires, et enfin des coefficients obtenus sur les taux monétaires qui correspondent le mieux aux taux bancaires au cas par cas dans l’approche par les coûts.

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les régressions glissantes ne permettait pas de conclure à une réelle amélioration des niveaux de transmission, mais uniquement à une amélioration de la vitesse d’ajustement. Ces résultats sont différents de ceux émis dans le cadre de précédentes études telles que Sanders et Kleimeier (2004) ou Mojon (2000) qui concluent à une amélioration de la transmission. Nos conclusions sont plus mitigées, et l’étude des déterminants sur les niveaux de transmission semble confirmer l’intuition selon laquelle les coefficients de réponse ont diminués pour la plupart entre la période précédent l’euro et la période euro mais aussi durant la période d’harmonisation des taux8. La volatilité qui jusqu’alors apparaissait comme étant un facteur négatif de la transmission des taux d’intérêt, semble avoir ici un impact positif puisque celle-ci a fortement diminué au cours de la période d’estimation pour finalement se stabiliser à un niveau très faible à partir de la mise en place de l’UEM, encore que cette affirmation soit à relativiser car le niveau de volatilité moyen des taux sur quatre ans a tendance à avoir légèrement augmenté entre 1996 et 2000 pour certains pays dont la Belgique, l’Allemagne, la France, les Pays-Bas, l’Autriche et la Finlande ainsi que l’Irlande à parti de 1994. Néanmoins, son rôle sur la vitesse de transmission montre bien une influence négative. Ce point est développé dans la suite de l’étude. Ainsi, la diminution de la volatilité des taux du marché monétaire aurait eu un impact négatif sur les niveaux de réponse. Contrairement aux idées reçues, une moindre volatilité des taux n’aurait pas été profitable dans l’évolution du niveau du pass-through. Seule la vitesse de retour vers ce niveau aurait profité de cette stabilisation des taux. D’une point de vu théorique, il est possible d’expliquer ce comportement par le fait qu’en période de stabilité des taux, les variations induites par la politique monétaire seraient jugées suffisamment faibles pour ne pas mériter un ajustement complet, cependant, toute variation entrainerait alors une ajustement rapide vers ce niveau plus faible.

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1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2003

Graphique 1 : volatilités moyennes sur 4 années pour les 11 pays Les autres variables semblent avoir l’effet attendu. Le développement de la finance directe aurait un impact positif tandis que l’évolution des indices de concentration bancaire CR5 aurait un impact négatif sur les niveaux de la transmission. Ces deux résultats indiqueraient une influence positive de la concurrence puisque le développement de la finance directe va dans le sens d’une intensification de la concurrence en matière de financement et qu’une 8 Les résultats sur la variable indicatrice pour l’année 2003 semblent confirmer la diminution des niveaux de transmission sur certains taux avec un impact négatif. Il faut néanmoins rester prudent sur la signification de cette variable indicatrice puisqu’une partie de l’effet est provoquée par la rupture induite par le changement de série.

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augmentation de l’indice de concentration indique une diminution de la concurrence sur le marché bancaire. Ces variables sont significatives pour la plupart des temps de réponse. Elles sont toujours significatives dans le pass-through du taux overnight et principalement significatives à partir du sixième mois pour le pass-through du taux à trois mois et l’approche par les coûts. En conclusion, la concurrence apparait comme un déterminant significatif de l’évolution du niveau de pass-through. Les variables de santé du système bancaire ne semblent pas avoir une forte influence. On notera juste une influence potentiellement positive de l’évolution des marges bancaire dans le cadre de la transmission du taux overnight. Ce résultat est contre-intuitif puisqu’une amélioration des marges bancaires irait dans le sens d’un affaiblissement de la concurrence. Le rôle de cette variable n’est pas clairement défini et semble ne pas avoir de réelle incidence. Les variables indicatrices de rupture montrent un impact négatif du passage aux séries harmonisées. Une partie de l’effet est probablement dû au changement de série, mais il est possible que ce résultat indique aussi une diminution du niveau de transmission dans la période 2003/2007. La variable indicatrice de 1998 montre un impact négatif du passage entre la période précédent l’euro et la période euro. Ce constat indique une diminution du niveau de transmission de certains taux ; diminution qui pourrait avoir été occasionnée lors du processus de convergence et du passage à la monnaie unique. L’effet de cette dernière indicatrice ressort principalement dans le cadre de l’approche par les coûts et plus fortement à partir du troisième mois. Ainsi, l’année 1998 et la mise en place de la monnaie unique auraient un impact négatif sur les niveaux de transmission principalement dans le cadre de cette dernière approche. L’apport de ces variables permet de capturer une partie des effets associés à des ruptures probables tant dans les dynamiques de taux d’intérêt que d’un point de vue purement technique dans le cadre de la l’harmonisation sans rétropolation des séries débutant en 2003. Les variables indicatrices sur les pays révèlent la présence de pays qui se distinguent significativement des autres dans les trois approches. Ainsi, l’Allemagne, l’Italie et les Pays-Bas montrent un coefficient significativement négatif. Ce constat est très marqué pour l’Allemagne dont l’étude du pass-through sur régression glissante et sur période fixes avait révélé une certaine viscosité dans le processus de transmission. Ce résultat était donc attendu. De même, l’Irlande et le Portugal se distinguent significativement de la moyenne avec des coefficients positifs dans le cadre de l’approche de la politique monétaire. Ce constat vient confirmer les résultats obtenus dans l’étude des coefficients de transmission pour le Portugal dont la transmission retourne à son niveau d’origine après avoir fortement augmenté au cours de la décennie. Ces résultats viennent confirmer le postulat d’hétérogénéité des pass-through au sein de l’UEM ainsi que les précédentes conclusions émises dans Mojon 2000 et Sanders et Kleimeier 2004. Le modèle sur l’ensemble des taux fait donc ressortir un certain nombre de variables qui influenceraient la transmission. Ainsi, les variables macroéconomiques (croissance, inflation et volatilité des taux directeurs) et les variables reflétant l’état de la concurrence semblent avoir une certaine influence sur les niveaux de transmission pour une grande majorité des taux bancaires. La ventilation du model par type de taux (débiteur ou créditeur) et par taux permet de dégager des faits spécifiques à chaque catégorie.

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1.3.2 Ventilation par type de taux bancaire Une première ventilation est possible par type de taux. Les analyses précédentes révélaient des différences marquées dans les processus de transmission entre les taux débiteurs et les taux créditeurs. Il est fort probable qu’il en soit de même en ce qui concerne les déterminants de cette transmission. Un effet pays positif ressort pour le Portugal et l’Irlande dans le cadre des taux débiteurs. Un effet pays négatif ressort encore une fois pour l’Allemagne pour les deux types de taux. Le modèle sur l’ensemble des taux débiteurs montre une influence positive marquée de la croissance et de la volatilité des taux directeurs. Cette influence semble s’accroître dans le temps avec un maximum pour les réponses à 6 mois. L’inflation ne semble pas avoir d’influence dans la transmission sur les taux débiteurs alors qu’elle semble avoir une certaine influence à long terme dans la transmission sur les taux créditeurs à partir de 6 mois dans l’approche de la politique monétaire et à partir de 3 mois dans l’approche pour les coûts. Les niveaux de transmission sur les taux créditeurs semblent légèrement moins influencés par la croissance et la volatilité, mais l’inflation ressort négativement sur les réponses à long terme alors que cela n’est pas le cas pour les taux débiteurs. Il est intéressant de noter que la variable de concurrence extérieure (external competition) ressort fortement sur la transmission sur les taux créditeurs alors qu’elle ne ressort pas dans le cadre des taux débiteurs. Son impact est négatif sur les niveaux de transmission des taux créditeurs, ce qui pourrait sembler être un résultat contre-intuitif d’un point de vue théorique. L’impact est très faible pour les taux débiteurs mais reste positif quand celui-ci est significatif. La concurrence extérieure est la seule variable de concurrence qui ressort dans la transmission sur les taux créditeurs alors que pour les taux débiteurs, les deux autres variables de concurrence ressortent significativement et avec les signes attendus, à savoir, une influence positive pour la concurrence avec la finance directe et une influence négative de la concentration du marché bancaire (CR5). La transmission sur les taux créditeurs serait influencée par la concurrence extérieure (impact négatif sur le long terme), tandis que la transmission sur les taux débiteurs serait influencée principalement par la finance alternative et l’évolution de la concentration sur le marché bancaire intérieur. Le résultat empirique est contre-intuitif en ce qui concerne l’influence de la concurrence bancaire extérieure qui aurait un impact négatif sur les niveaux de transmission. En outre, seule la transmission sur les taux débiteurs serait influencée par le degré de concurrence bancaire intérieure et la concurrence avec la finance directe. Ces différents constats pourraient être interprétés de la manière suivante : les banques se préoccuperaient peu de leurs déposants, alors qu’elles semblent ajuster au mieux la transmission dans le cas des taux débiteurs. Le marché du crédit serait donc plus concurrentiel que celui des dépôts. Cette première conclusion semble confirmer l’intuition révélée par l’étude des représentations en coupe des asymétries pour N4 et N8 qui sera présentée dans la dernière partie de l’analyse.

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1.3.3 Ventilation par taux bancaire L’utilisation de régressions glissantes dans l’estimation du pass-through permet d’obtenir un grand nombre d’estimations sur l’ensemble de la période. Compte tenu du nombre de pays et du nombre de points disponibles, il est possible d’obtenir une estimation pour chaque taux bancaire. L’approche par les coûts fait ressortir beaucoup plus de variables que l’approche de la politique monétaire pour les niveaux de transmission du taux du crédit à l’immobilier N2. Les R² ajustés sont bien supérieurs, ce qui suggère une meilleure explication de la variance du modèle. Ceci semble justifié par le fait que le taux de l’immobilier est un taux à échéance longue qui est indexé sur le taux des obligations d’Etat à dix ans dans le cadre de l’approche par les coûts. Pour cette raison, le pass-through de ce taux est bien mieux expliqué dans le cadre de cette approche par rapport à l’estimation de la transmission sur un taux directeur à trois mois donnée par l’approche de la politique monétaire. Ainsi, il est possible de relever la présence de disparités entre les pays dans le cadre de la cost of funds approach avec une transmission significativement en dessous de la moyenne pour l’Allemagne et les Pays-Bas et au dessus pour l’Irlande. Les effets pays ne ressortent pas dans le cadre de la monetary policy approach. Il faut aussi souligner la présence d’un fort impact négatif des variables de rupture, ce qui suggère une forte diminution dans les niveaux de transmission dans la période de convergence mais aussi dans la période la plus récente avec néanmoins un bémol quant à l’interprétation de ce résultat qui peut être dû en partie au changement des séries en 2003. Il n’en reste pas moins que le taux sur l’immobilier est fortement expliqué par ces indicatrices par rapport aux autres taux d’intérêt bancaires. L’inflation semble avoir une influence négative sur le niveau de long terme tandis que la croissance et la volatilité des taux directeurs auraient une influence positive dès le troisième mois de réponse. Enfin, pour les variables de concurrence, il semblerait que seul le développement de la finance directe ait un impact significatif sur les niveaux de transmission pour ce taux. L’influence de cette variable est positive et ressort clairement dans l’approche par les coûts et est la variable qui ressort le plus de l’analyse sur panel. Le développement de la finance alternative aurait donc un impact positif pour N2 sur les niveaux de transmission. Les financements de l’immobilier sont essentiellement des financements bancaires, et, par conséquent, le lien avec cette variable n’est pas intuitif. L’étude sur période fixe de l’évolution des niveaux de transmission semble indiquer une forte augmentation du niveau de N2 dans certains des pays (Belgique, Allemagne, France, Portugal, Finlande et Pays-Bas) entre la période précédent l’euro et la période euro. Cette dynamique est probablement liée à la diminution et à la stabilisation de ce taux à un niveau faible qui aurait ainsi permis une meilleure transmission. La corrélation avec le développement de la finance directe est donc possible, mais l’interprétation reste difficile. Il est possible que la pression de la concurrence de la finance alternative ait des répercutions sur l’ensemble des taux bancaires et donc ait une influence par contamination sur les taux des crédits à l’immobilier. Le résultat le plus intéressant qui découle de l’étude des déterminants de la transmission sur le taux à la consommation N3 est que la volatilité des taux directeurs n’ait aucune influence. Ce constat se révèle dans le cadre des trois approches avec une non significativité des coefficients associés à cette variable. La volatilité des taux est une variable qui, en générale, a de l’influence dans le processus de transmission. Néanmoins, il semble qu’elle n’ait aucune influence sur les niveaux de transmission de certains taux. C’est le cas pour les taux à la

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consommation, les taux de rémunération des comptes courants (current account déposits) et les taux sur les comptes d’épargne (saving deposits). Ces taux ont souvent des niveaux faibles de transmission et une réactivité plus faible aux variations qui pourrait expliquer cette moindre influence de la volatilité. Pour les autres variables macroéconomiques, l’analyse de la transmission sur le taux des crédits à la consommation révèle sur le long terme une influence positive de la croissance dans le cadre de l’approche de la politique monétaire ainsi qu’une influence négative de l’inflation dans les trois approches. Les variables de concurrences révèlent une influence positive de la concurrence des banques étrangères et une influence négative de la concentration du marché bancaire intérieure dans le cadre de la transmission du taux overnight. Cette fois, le développement de la finance directe ne semble pas jouer. Les signes des coefficients sont les signes attendus et suggèrent l’existence d’une influence positive du degré de concurrence du marché bancaire sur les niveaux de transmission. Le marché du crédit à la consommation s’adresse aux particuliers et est un marché où le spread est élevé, ce qui autorise une marge de manœuvre si la concurrence est faible et donc la possibilité d’une moindre transmission. Le renforcement de la concurrence aurait donc une influence positive dans le processus de transmission sur ce taux. Pour les variables indicatrices, il faut souligner un fort impact négatif sur les indicatrices de rupture en 1998 et en 2003 dans le cadre de l’approche par les coûts. L’hétérogénéité des pays ne ressort que dans le cadre de la transmission sur le taux overnight avec un effet pays positif pour le Portugal. L’effet habituellement négatif de l’Allemagne ne ressort pas pour ce taux. Pour le taux des crédits à court terme aux entreprises N4, la croissance et la volatilité des taux directeurs ont encore une fois un impact positif significatif sur les niveaux de transmission. Ce constat est valable pour les trois approches. De même, il semble que l’inflation ait un impact négatif sur les réponses de long terme (à partir de six mois) dans le cadre de l’approche du pass-through de la politique monétaire. L’influence des variables de concurrence ressort aussi de manière significative avec un impact positif du développement de la finance directe très marqué sur le pass-through du taux à trois mois, un impact positif de la concurrence bancaire extérieure dans la cost of funds approach, et un impact négatif du taux de concentration bancaire CR5 sur les réponses de long terme pour les trois approches. La concurrence semble donc avoir une influence positive sur les niveaux de pass-through de ce taux. Dans le cadre du pass-through du taux overnight, il semblerait que les variables de santé bancaires interviennent. En effet, on peut noter un impact positif de l’évolution des marges d’intérêt bancaires et un impact négatif de l’évolution du profit bancaire (roa). Dans l’ensemble, les marges bancaires ont diminué sur la période 1990 à 2007 en dehors de la Grèce où les marges ont augmenté. Sur cette même période, la variable du roa bancaire a peu diminué et a même fortement augmenté en Finlande. La diminution des marges d’intérêt bancaire dans la zone euro irait dans le sens d’un renforcement de la concurrence bancaire tandis que dans le même temps la variable de profitabilité bancaire indiquerait une stabilisation du profit bancaire et même dans certains cas une amélioration. D’après les évolutions de ces deux variables et des autres variables de concurrence du marché bancaire, il semblerait que la concurrence sur les marges se soit renforcée, mais que, par ailleurs, le profit bancaire soit relativement stable. Le développement des marchés financiers et de la finance directe est généralisé dans l’ensemble de la zone euro. De même, la concurrence bancaire extérieure et sur les marges bancaires semble s’être intensifiée. Néanmoins, les profits bancaires restent élevés et la concentration bancaire tend à augmenter dans la plupart des pays9. Il semblerait que le marché bancaire ait 9 Cette concentration est d’ailleurs très forte pour la Finlande qui montre des marges d’intérêt bancaire élevées et une très forte amélioration du profit bancaire.

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su s’adapter en diversifiant ses activités par une réintermédiation de la finance directe. Il serait raisonnable de penser que l’augmentation de la concentration bancaire puisse être une réponse à cet accroissement de la concurrence. Par conséquent, cette variable n’indiquerait pas une diminution de la concurrence mais en serait la conséquence. Enfin, on peut souligner un effet pays positif pour le Portugal. Comme pour N3, l’effet habituellement négatif de l’Allemagne ne ressort pas non plus sur N4. On remarquera aussi l’absence d’influence du passage à l’euro dans la période de convergence des taux ainsi que l’absence d’influence du changement de base en 2003. Comme pour le taux des crédits à court terme aux entreprises N4, l’étude du panel sur le taux des crédits à moyen et long terme aux entreprises N5 révèle une influence positive significative de la croissance et de la volatilité des taux directeurs pour l’ensemble des échéances. L’inflation pourrait avoir encore une fois une influence négative sur les réponses de long terme. L’évolution de l’indice de concentration CR5 a un impact négatif sur les niveaux de transmission. C’est la seule variable de concurrence qui semble avoir une incidence. Paradoxalement, il semble que le modèle soit bien mieux expliqué dans le cadre du pass-through du taux overnight alors que N5 est un taux à échéance moyenne de six mois. La cost of funds approach ne révèle aucune variable. On notera un effet pays positif pour le Portugal et l’Irlande et pas d’effet pays négatif pour l’Allemagne. Encore une fois, il semble que les variables indicatrices de rupture n’aient aucune influence. Les taux sur les entreprises ne font pas ressortir les indicatrices de ruptures alors qu’elles semblent avoir une influence prononcée sur les niveaux de transmission des taux aux particuliers N2, N3 et N8. Seule l’inflation semble avoir un effet sur la transmission à long terme pour le taux sur les dépôts sur comptes courants. Il est très difficile d’expliquer la transmission sur ce taux qui semble être indépendante des différentes variables du modèle. Ceci pourrait être en partie expliqué par le faible nombre d’observations disponibles dans cet échantillon qui, par conséquent, diminuerait la significativité des coefficients. Pour les taux sur les dépôts à terme N8 et les taux sur compte épargne N9, le taux de référence pour l’estimation du pass-through dans le cadre de la cost of funds approach est le taux à trois mois. Par conséquent, seules deux estimations du panel ont été réalisées : une estimation sur les coefficients du pass-through du taux overnight et une estimation sur les coefficients du pass-through du taux à trois mois du marché monétaire. Le rôle de l’inflation semble très important dans le processus de transmission sur les taux des dépôts à terme. Dans les deux approches l’inflation ressort significativement pour tous les coefficients. On assiste à une forte diminution de l’inflation suivie d’une légère remontée à partir de 1997. L’impact est négatif sur les niveaux de transmission. L’inflation serait à l’origine de perturbations dans le processus de transmission en altérant la perception des variations des taux directeurs par le biais du taux d’intérêt réel. D’ordinaire, l’influence négative de l’inflation n’était significative que sur les niveaux des réponses de long terme (six mois et plus). Ce résultat est très marqué et fait ressortir une différence de comportement de ce taux par rapport aux autres, notamment par rapport aux taux débiteurs dont les niveaux de transmission sont beaucoup moins sensibles à cette variable avec néanmoins une sensibilité sur les réponses de long terme dans certains cas. Si le marché est relativement concurrentiel sur le secteur du crédit, les banques peuvent avoir intérêt à bien retransmettre les baisses de taux d’intérêt sur leur taux débiteurs. A l’inverse, si la concurrence était moins importante sur

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le secteur des dépôts, alors l’inflation pourrait avoir une influence plus importante sur les comportements de transmission. Le degré de concurrence pourrait expliquer la différence de sensibilité à cette variable avec une inflation qui aurait un effet négatif prononcé sur la transmission sur les taux créditeurs tandis que son impact serait beaucoup moins marqué sur la transmission sur les taux débiteurs. L’évolution des niveaux de transmission semble peu sensible aux variables de concurrence bancaire et de développement de la finance directe, ce qui viendrait confirmer la faible concurrence sur ce marché. Néanmoins, les profits bancaires semblent avoir de l’influence sur la transmission avec un impact négatif significatif pour les niveaux de réponse jusqu’à six mois. L’amélioration des profits bancaires induirait donc une diminution des niveaux de transmission. D’un point de vue économique, dans un contexte de diminution des taux d’intérêt, les profits bancaires élevés devraient trouver leur source dans un mauvais ajustement des niveaux de transmission sur les taux créditeurs. Cette viscosité dans l’ajustement favoriserait les marges réalisées sur les taux d’intérêt. Ici, les taux d’intérêt diminuent ainsi que les niveaux de transmission, ce qui suggère un mauvais ajustement. Par ailleurs, les profits bancaires restent élevés. Ces deux observations laissent penser que le secteur des taux sur les dépôts à terme est faiblement concurrentiel. A l’inverse de ce qui peut être constaté sur le taux des dépôts à terme, il semble que la variable de concentration sur le marché bancaire ait un rôle significatif dans le processus de transmission des taux sur les comptes d’épargne. Le signe est celui qui est attendu avec un coefficient significativement négatif pour presque tous les niveaux de réponse. Ainsi, plus le marché bancaire est concentré et plus la transmission sur les niveaux de réponse se dégrade. La concurrence serait donc encore une fois en faveur d’une meilleure transmission des taux d’intérêt. La variable de concentration est la seule à ressortir de l’estimation en dehors d’une légère influence positive de la volatilité sur le long terme et de la mise en place de l’euro. Les variables macroéconomiques ne semblent pas avoir beaucoup d’influence. Enfin, les niveaux de transmission semblent être en dessous de la moyenne pour l’Irlande alors que c’est habituellement l’inverse qui est constaté. La Belgique montre un effet pays positif.

1.3.4 Ventilation par pays Une ventilation par pays aura permis de dégager des comportements de transmission qui leur sont propre. Le pass-through varie d’un pays à l’autre et certains déterminants peuvent avoir une influence plus ou moins prononcée, voire différente. Le modèle est presque identique. Les variables testée sont toujours les mêmes. Seuls les effets fixes diffèrent avec cette fois des variables indicatrices pour chaque type de taux afin de faire ressortir des comportements de transmission qui leurs seraient propres. L’analyse porte à la fois sur la monetary policy approach et sur la cost of funds approach afin de capter certains effets qui n’apparaitraient qu’en fonction du type de transmission. Pour la Belgique, les variables ressortent peu sur les réponses à moins de douze mois. Les signes sont toujours ceux qui sont attendus. L’impact des variables macroéconomique est faible ; seules l’inflation ressort significativement avec un impact négatif. Les variables de développement financier, de concurrence extérieure et de concentration bancaire ressortent et indiquent une meilleure transmission lié à la concurrence.

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Pour l’Allemagne, les variables ressortent plus tôt, en générale autour du troisième mois pour la plupart. Là encore les variables macroéconomiques ressortent peu ; on notera principalement un impact positif de la volatilité pour les réponses à trois mois. Le développement des marchés financiers semble avoir une forte influence sur les niveaux de transmission, néanmoins les effets de la concurrence sont ambigus avec un coefficient négatif pour la concurrence extérieure et une influence positive de la concentration bancaire. Ces deux derniers résultats indiqueraient une influence négative de la concurrence sur les niveaux de transmission pour l’Allemagne et donc un comportement atypique pour ce pays par rapport à l’ensemble des comportements de transmission observés jusqu’à présent. Enfin, on peut relever une transmission significativement moins importante sur les taux de l’immobilier par rapport aux autres taux. Pour la France, les variables ne ressortent que sur les coefficients de long terme dans le cadre de la cost of funds approach. Les signes sont ceux qui sont escomptés avec une influence négative de l’inflation, positive pour la volatilité des taux, positive pour les variables de concurrence et négative pour les marges d’intérêt bancaire et les profits bancaires. Pour l’Espagne, les variables semblent avoir une influence limitée sur l’évolution des niveaux de transmission. La spécificité de certains comportements bancaires pourrait intervenir. Ainsi, la révision des taux variables pourrait à elle seules justifier la qualité exceptionnelle du pass-through en Espagne, ce qui expliquerait en partie la faible influence des variables du model. Les variables ont peu d’influence également pour l’Irlande. Seule la volatilité des taux semble avoir un impact significatif positif sur les niveaux de transmission à un, trois et six mois. On pourra noter également un coefficient positif pour les réponses à douze mois ; un résultat contre-intuitif qui s’apparente à celui de l’Allemagne. Pour l’Italie, l’influence des variables ne se fait ressentir que sur les niveaux de réponse de court terme dans le cadre de la cost of funds approach. On relèvera principalement un impact positif du développement financier et un impact négatif de la concurrence extérieure comme pour l’Allemagne. L’Italie est le seul pays pour lequel la volatilité des taux semble avoir une influence négative significative. Le Portugal se distingue des autres pays par des résultats atypiques. Les variables macroéconomiques ressortent bien pour tous les niveaux de transmission (aussi bien à court terme qu’à long terme dans le cadre de la monetary policy approach). Cependant, certains déterminants ont une influence inverse à ce qui est constaté dans la plupart des cas et par rapport aux aspects théoriques évoqués dans la première partie. Ainsi, la croissance aurait une influence significativement négative sur les niveaux de transmission. L’inflation aurait, quant à elle, une influence positive, ce qui est un résultat empirique atypique. Enfin, il reste à évoquer une sensibilité négative au développement du système financier. Ce dernier résultat ressort pour tous les coefficients aussi bien à court terme qu’à long terme. Pour les Pays-Bas, les variables ressortent significativement à partir de trois mois sauf pour la volatilité qui ressort aussi sur les réponses de court terme. Les paramètres obtenus sont affectés généralement du signe attendu sauf pour le développement des marchés financiers qui, comme pour le Portugal, semble avoir un impact négatif à partir de trois mois. Avec la Belgique, les Pays-Bas sont les seuls pays qui semblent avoir amélioré leurs niveaux de transmission significativement de manière globale pendant la période de transition.

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Pour la Grèce, on notera essentiellement un impact positif de la volatilité sur les réponses de long terme et un impact négatif de la concentration bancaire dont l’influence est de plus en plus importante dans le temps. Ces variables ressortent essentiellement dans le cadre de la monetary policy approach. Pour la Finlande, on relèvera essentiellement une influence négative de l’inflation à partir de six mois et une influence positive du développement financier à partir de trois mois. Les autres variables ne ressortent pas. L’analyse du pass-through se fait suivant plusieurs critères. Ainsi, la qualité de la transmission est définie à la fois par le niveau de la transmission mais aussi par la vitesse de retour vers l’équilibre de long terme. Il convient donc de dissocier les deux niveaux d’analyse. Jusqu’ici l’étude analysait les déterminants des niveaux de transmission. Il est intéressant de se demander si la vitesse de transmission est influencée de la même manière par les variables exogènes testées jusqu’à présent sur les niveaux de transmission.

1.4 Estimation sur panel de la vitesse de transmission L’étude conduite jusqu’à présent reposait sur les niveaux de transmission. L’analyse du pass-through des taux d’intérêt repose sur deux critères : le niveau de transmission qui est obtenu à terme et la vitesse à laquelle on y parvient. Les niveaux de transmission sont ici estimés à plus ou moins long terme avec l’utilisation d’une simulation d’un choc sur le modèle et une estimation dans le temps des réponses. Ce procédé permet déjà de se rendre compte de la vitesse à laquelle le niveau de long terme est atteint. Afin de pouvoir estimer l’influence de certains déterminants éventuels de la vitesse de transmission, plusieurs variables on été créée par différence entre les niveaux de réponse. Ainsi, la vitesse de transmission entre le premier et le troisième mois ainsi que la vitesse de transmission entre le troisième et le sixième mois sont les variables endogènes du modèle qui, par ailleurs, reste en tout point identique à celui utilisé précédemment. La vitesse est définie comme la différence entre le coefficient de réponse à trois mois et le coefficient de réponse à un mois dans un premier temps. Dans un second temps, la vitesse est la différence entre le coefficient de réponse à six mois et le coefficient de réponse à trois mois. Ainsi, il est possible de distinguer des vitesses de transmission à différentes échéances. Plus l’écart entre les coefficients est faible et plus la vitesse de transmission est élevée. Ainsi, afin de faciliter l’interprétation des résultats, cet écart de transmission est retranché à l’unité pour obtenir une variable croissante de la vitesse de transmission10. Ainsi, l’utilisation de ces variables en tant que variables endogènes dans le modèle de panel offre la possibilité d’estimer l’impact de nos déterminants sur la vitesse de transmission. Comme précédemment, les estimations ont été réalisées pour les trois approches (overnight

10 Ecart de transmission 1/3 mois = Réponse à 3 mois – Réponse à 1 mois Ecart de transmission 3/6 mois = Réponse à 6 mois – Réponse à 3 mois Vitesse de transmission = 1 – Ecart de transmission

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monetary policy, 3 months monetary policy, and cost of funds approachs) afin de prendre en compte les effets liés à la différence d’échéance entre les différents taux du panel. Habituellement, l’étude de la vitesse de transmission fait entrer dans le modèle le coefficient de retour vers l’équilibre de long terme estimé dans le modèle à correction d’erreur. Néanmoins, les résultats obtenus et les tests réalisés dans l’étude des régressions glissantes indiquent que la relation de cointégration, même si elle est présente pour la plupart des périodes d’estimation, n’est pas toujours viable. Dans certains cas, le modèle retenu est le modèle standard développé par Cottarelli Kourelis lorsque la relation de cointégration entre les taux d’intérêt est mauvaise et que l’utilisation d’un modèle à correction d’erreur n’est pas viable. De ce fait, l’estimation de ce coefficient n’est pas continue et peut aussi parfois être biaisée. C’est pourquoi il a été jugé préférable de ne pas utiliser ces coefficients dans l’estimation des déterminants de la réactivité de pass-through. En outre, l’utilisation des fonctions de réponse pour la construction de variable de rapidité d’ajustement semble être une meilleure estimation de la vitesse de transmission.

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1.4.1 Différences entre les taux débiteurs et les taux créditeurs Les résultats obtenus dans l’analyse du pass-through sur régression glissante ont confirmé les résultats des études précédentes. D’après les estimations, la réactivité du pass-through a augmenté dans l’ensemble avec le passage à la monnaie unique. D’après ces études sur les déterminants de la transmission (Sanders et Kleimeier 2004, Mojon 2000), la diminution de la volatilité des taux d’intérêt apparaît comme étant la variable principale dans l’explication de l’amélioration de la vitesse de transmission. Notre analyse semble confirmer ce résultat avec un coefficient pour la volatilité des taux d’intérêt très souvent significativement négatifs qu’il s’agisse des taux débiteurs ou des taux créditeurs pour toutes les approches du pass-through. Ce résultat est très marqué pour le panel sur l’ensemble des taux. C’est d’ailleurs la seule variable qui ait une influence marquée sur tous les types de taux car, en effet, il semble exister des différences notoires entre les résultats obtenus pour les taux débiteurs et ceux obtenus pour les taux créditeurs. Outre le fait que la diminution de la volatilité des taux ait un impact universel sur la vitesse de transmission, le premier constat à souligner est une différence marquée entre les vitesses de transmission des taux débiteurs et les vitesses de transmission des taux créditeurs. Il semble, en effet, que la vitesse moyenne des taux débiteurs ait augmenté au cours de la période d’estimation, alors que cette dynamique est beaucoup moins évidente pour les taux créditeurs. Ce résultat apparaît clairement dans les coefficients des variables indicatrices de 1998 et 2000 qui sont significativement positifs pour les taux débiteurs alors qu’ils sont significativement négatifs ou non significatifs pour les taux créditeurs. L’augmentation de la vitesse de transmission semble donc être beaucoup plus marquée pour les taux débiteurs. Une seconde différence est marquée pour l’influence des variables de concurrence qui n’apparaît que pour les taux débiteurs. Cette différence découle probablement des disparités dans les dynamiques de vitesse de transmission entre les taux débiteurs et les taux créditeurs évoquées précédemment. Ainsi, la concurrence semble avoir une influence négative sur la vitesse de transmission des taux débiteurs. Enfin, la croissance semble avoir un impact négatif sur la vitesse de transmission pour l’ensemble des taux débiteurs, alors que ça n’est pas le cas pour les taux créditeurs.

1.4.2 Ventilation par taux bancaire L’influence de la volatilité des taux n’est pas toujours apparente. C’est notamment le cas pour le pass-through des taux sur l’immobilier N2 et des taux des crédits à la consommation N3 pour lesquels la diminution de la volatilité semble être neutre vis-à-vis de la vitesse de transmission. Ces deux taux sont à échéance plutôt longue et s’adressent aux ménages. Ainsi, la volatilité aurait un impact plus prononcé sur les taux aux entreprises que sur les taux aux particuliers, les taux aux entreprises étant plus volatile que les taux N2 et N3. On notera également une influence négative de la concurrence sur la vitesse de transmission de ces deux taux, en particulier la variable de concentration bancaire pour la vitesse entre trois et six mois. Pour les taux des crédits à la consommation, l’inflation améliorerait la transmission dans le cadre de la cost of funds approach.

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L’influence de l’inflation sur la vitesse de transmission est très prononcée pour le pass-through du taux des crédits à court terme aux entreprises N4, ce qui n’est pas le cas pour le taux des crédits à moyen et long terme aux entreprises N5. Son impact est significativement positif dans le cadre de la monetary policy approach pour N4. La diminution de la volatilité des taux joue en faveur de l’amélioration de la vitesse pour ces deux taux avec, néanmoins, une influence plus marquée sur le pass-through des crédits courts. Contrairement au taux sur les crédits courts, le taux sur les crédits à moyen et long terme est fortement influencé par les variables de concurrence. Il s’agit du taux le plus marqué par ces variables avec un impact négatif de la concurrence des marchés financiers et du secteur bancaire sur la vitesse de transmission. Quant à lui, le taux sur les crédits courts est le seul taux à montrer une influence significative des variables de santé bancaire avec des coefficients significativement positif pour le profit bancaire. La vitesse de transmission sur les taux créditeurs est essentiellement expliquée par la volatilité des taux et l’inflation. Les autres variables ressortent peu. Ainsi, les variables qui ressortent principalement de l’étude des déterminants de la vitesse de transmission sont la volatilité des taux d’intérêt et l’inflation. La diminution de la volatilité aurait donc permis l’amélioration de la vitesse de transmission. L’inflation aurait elle-aussi un impact positif en permettant un meilleur ajustement des prix et donc des taux.

1.5 Estimation sur panel des asymétries de transmission Le processus de transmission peut être asymétrique. Les modèles à seuil utilisés dans la quatrième partie de l’étude des dynamiques de transmission du pass-through ont révélé des asymétries en fonction du signe ou de l’amplitude des variations des taux directeurs. Ainsi, la dynamique de transmission peut ne pas être la même en présence d’un choc positif par rapport à choc négatif ou en présence d’un choc de forte intensité par rapport à un choc plus modéré. Tout comme pour les niveaux de réponses et les vitesses de transmission, les effets asymétriques ont été quantifiés par période, par pays et par taux, ce qui permet l’élaboration d’un panel afin d’extraire des déterminants qui pourraient influencer ces asymétries. Dans un premier temps, les asymétries peuvent apporter des informations théoriques sur la concurrence sur le marché bancaire. L’analyse des asymétries sur régressions glissantes à permis de révéler la présence de viscosité à la hausse sur le secteur des dépôts alors qu’il est difficile de mettre en évidence l’effet inverse escompté sur le secteur des crédits, c’est-à-dire la présence de viscosité à la baisse dans un contexte de concurrence imparfaite et de maximisation du profit bancaire sur les marges de taux d’intérêt. Ceci pourrait donc indiquer la présence d’une concurrence plus soutenue sur les taux débiteurs.

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1.5.1 Représentations en coupe des asymétries L’intérêt de la représentation en coupe est de permettre de regrouper les pays selon leur profil d’asymétrie. Ce procédé permet de mettre en évidence des profils similaires ou déviants et de faire ressortir des typologies. Pour la Grèce, la période euro est légèrement décalée dans le temps, ce qui concorde avec son entrée tardive dans la zone euro par rapport aux autres pays de l’échantillon.

Graphique 2 : Asymétries à 6 mois sur période fixe pour N4 (1990 à 1997)


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Il est intéressant de constater que les profils et les évolutions pour N4 et N8 sont différentes par rapport à la concentration des points. Il semble en effet que le nuage de point soit plus dispersé pour N8 et cette tendance se confirme pendant la période euro, ce qui suggère que les disparités entre les pays sont plus importantes et que la concurrence sur les taux créditeurs est moins prononcée que sur les taux débiteurs.

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Outre ces différences de concentration, il est possible de relever la présence d’une évolution similaire dans les asymétries de signe. Il semble, en effet, que les asymétries de signe suivent deux dynamiques : soit en se dissipant, soit en se décalant vers la gauche qu’il s’agisse de N4 ou de N8. Ainsi, les asymétries en faveur des chocs positifs disparaissent ou même s’inverse en faveur des chocs négatifs comme c’est le cas pour l’Irlande, l’Italie et les Pays-Bas pour N4. Ce constat vient souligner encore une fois le profil atypique de ces trois pays dont la concurrence semble s’être intensifiée entre les deux sous-périodes pour N4.

Même si ces dernières observations des dynamiques d’asymétries entre ces deux taux montrent des similitudes, il n’en demeure pas moins que les interprétations quant au degré de concurrence restent très distinctes selon qu’il s’agisse d’un taux débiteur ou d’un taux créditeur. En effet, cette tendance à l’augmentation des asymétries en faveur des chocs négatifs pour certains pays ne s’interprète pas de la même façon puisque ce changement traduit théoriquement une hausse du degré de concurrence sur un taux débiteur alors que cette même dynamique indique l’inverse lorsqu’il s’agit d’un taux créditeur. Ainsi, la concurrence sur les taux débiteurs semble avoir augmenté alors que l’on constate un affaiblissement de cette concurrence sur les taux créditeurs. On observe donc des résultats différents de ceux qui étaient attendus pour N4 puisque la concurrence s’est renforcée et qu’il semble de moins en moins possible d’augmenter les marges bancaires en ajustant mieux les hausses que les baisses de taux directeur. Le changement de dynamique des taux directeurs n’est probablement pas neutre dans ce processus puisque d’une part, la réduction de la volatilité favorise l’amélioration de la vitesse de retour à l’équilibre, ce qui permet de réduire la persistance des asymétries dans le temps, et d’autre part, la dynamique de baisse des taux d’intérêt est moins appropriée dans une stratégie de meilleur ajustement à la hausse. Ces deux aspects vont dans le sens d’une diminution du profit bancaire réalisé sur les opérations de crédit. A l’inverse, l’augmentation des profits semble être bien meilleure sur le secteur des taux créditeur avec cette fois des gains de marges liés à un ajustement plus rapide à la baisse. Ainsi, d’après ces observations en coupe, les profits bancaires auraient dus s’adapter à un changement de dynamique des taux directeurs qui impliquerait une migration du degré de concurrence vers le secteur du crédit.

1.5.2 La mise en évidence de déterminants des asymétries par l’économétrie de panel Il s’agit maintenant de voir si ces comportements asymétriques de transmission pourraient être expliqués par certaines variables du modèle de panel utilisé jusqu’à présent. D’après les modèles théoriques sur la transmission, la concurrence devrait permettre d’expliquer certains comportements asymétriques, en particulier pour les asymétries de signe comme il est supposé dans l’analyse des modèles à seuils sur les régressions glissantes menée précédemment. Il convient maintenant de vérifier cette hypothèse d’un point de vue empirique en déterminant l’impacte des variables de concurrence sur l’asymétrie de signe. De la même manière, le rôle de la volatilité des taux sur l’asymétrie d’amplitude des variations est difficile à appréhender d’un point de vue théorique. En effet, la volatilité pourrait être source d’une meilleure réaction aux variations modérées si elle est perçue comme temporaire, mais elle pourrait aussi être source de viscosité sur les faibles variations si elle est considérée comme

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durable et si les coûts d’ajustements sont importants. La question n’est donc pas tranchée. Par conséquent, il convient d’essayer d’y répondre à l’aide de l’analyse empirique sur panel. Le modèle utilisé est le même en dehors des variables endogènes. Les tests de racine unitaire de Pesaran et Shin11 montrent que les séries de coefficients d’asymétries12 de signe et de variation sont stationnaires. Par conséquent, ces séries n’ont pas été différenciées et donc offrent une qualité d’information supérieure en permettant de dissocier les phases d’asymétries en faveur des variation négatives et positives pour l’asymétrie de signe et en permettant de dissocier les phases d’asymétries en faveur des variations de faible intensité et de forte intensité pour l’asymétrie d’amplitude. Des séries en valeur absolue et différenciées ont été crées afin de pouvoir mesurer l’ampleur des asymétries indépendamment du fait qu’elles soient négatives ou positives et de pouvoir ainsi déterminer des facteurs qui engendreraient ou qui dissiperaient l’ampleur des comportements asymétriques dans le processus de pass-through.

1.5.2.1 Les déterminants de l’asymétrie de signe Le sens des variations des taux directeurs a une influence sur le comportement de transmission. Comme il a été montré dans l’étude de la transmission sur régressions glissantes13, ces asymétries diffèrent selon les pays et les taux d’intérêt bancaires considérés et elles évoluent dans le temps. Ces comportements restent le plus souvent hétérogènes au sein de la zone euro et pourraient trouver une explication à leurs différences dans l’hétérogénéité des économies et des marchés bancaires. L’utilisation d’un modèle de panel permet de faire apparaître des variables ayant une influence et qui, de ce fait, pourraient être à la source de certaines de ces disparités. Dans un premier temps, le panel regroupe l’ensemble des pays et des taux bancaires. Puis, l’analyse dissocie les taux débiteurs des taux créditeurs et enfin chaque taux indépendamment les uns des autres. L’analyse sur l’ensemble des taux laisse apparaître un effet négatif de l’inflation sur les niveaux d’asymétrie dans la transmission du taux à trois mois. Cette influence apparaît aussi bien sur l’analyse des taux débiteurs que sur celle des taux créditeurs. Ainsi, l’inflation favoriserait un meilleur pass-through à la baisse, c’est-à-dire une meilleure transmission lorsque les taux diminuent. Il existerait une forme de retour vers l’équilibre qui irait dans le sens inverse de l’inflation. Ainsi, on irait plus facilement vers une baisse des taux lorsque les pressions inflationnistes sont importantes et, à l’inverse, on irait plus facilement vers une hausse des taux lorsque l’augmentation des prix est moins prononcée (inflation en baisse). La diminution de l’inflation depuis le début des années 1990 aurait donc favorisé une meilleure transmission des taux à la hausse. La ventilation par taux montre une sensibilité négative des 11 Pesaran et Shin “Testing for Unit Roots in Heterogeneous Panels” 12 Ces séries de distorsion sont construites par différence entre les réponses d’un régime par rapport à l’autre. Ainsi, il n’y a pas d’asymétrie lorsque les réponses sont les mêmes ; la distorsion est alors nulle. 13 Les coefficients d’asymétries sont issus des estimations de notre précédente étude. Ces estimation sont réalisée à l’aide d’un modèle à seuil qui distingue la transmission des variations négatives et la transmission des variations positives.

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transmissions à l’inflation pour tous les taux en dehors des taux des crédits à moyen et long terme aux entreprises N5, des taux sur les comptes courants N7 et des taux sur les comptes épargne N9. La volatilité des taux induirait, comme l’inflation, un meilleur ajustement à la baisse. Les périodes de forte volatilité coïncideraient donc avec des périodes où la transmission est meilleure pour les variations négatives. Ce résultat ne ressort pas de l’analyse sur les taux débiteurs. La ventilation par taux montre plus de sensibilité à cette variable sur les taux créditeurs, et plus particulièrement sur la transmission sur les taux des dépôts à terme N8. Le taux sur l’immobilier N2 est le seul taux débiteur à être significativement influencé par cette variable. Le développement de la finance directe induirait un meilleur ajustement à la hausse. Ce résultat n’est valable que pour les taux sur les dépôts à terme N8 et principalement dans le cadre de la transmission du taux à trois mois qui est le taux de référence de la cost of funds approach pour ce taux. Une augmentation de cet indice induirait une hausse de la concurrence sur les placements et donc un meilleur ajustement des banques à la hausse sur les taux des dépôts à terme afin d’inciter leurs déposants. Les taux débiteurs sont insensibles à cette variable et peu sensibles d’une manière générale aux variables de concurrence. De tous les types de taux, le taux sur les dépôts à terme N8 est le seul pour lequel les variables de concurrence ressortent clairement. Le développement des marchés financier et de la concurrence extérieure semble être en faveur d’une meilleure transmission à la hausse pour ce taux créditeur. Ces résultats iraient dans le sens d’un développement de la concurrence sur ce secteur qui serait, à priori, moins concurrentiel que le secteur des taux débiteurs. Il pourrait donc y avoir un effet de rattrapage sur un secteur qui montrait jusqu’alors une certaine forme de viscosité à la hausse. Le secteur des taux débiteurs étant plus concurrentiel, les variables de concurrence ont moins d’influence car les comportements asymétriques de marge liés à la maximisation du profit ressortent beaucoup moins. On pourra néanmoins noter la présence d’une influence négative de la concurrence extérieure sur certains taux débiteurs dans le cadre de la cost of funds approach pour les taux sur l’immobilier N2 et les taux à la consommation N3. Ce résultat induit une pression vers un meilleur ajustement de ces taux à la baisse, ce qui impliquerait une diminution des comportements de marge liée à l’accroissement de la concurrence. Les résultats pour N8, N2 et N3 indiqueraient donc que la concurrence permettrait de réduire les comportements de marge et donc de réduire les asymétries de signe. Cette proposition reste néanmoins non confirmée par l’étude de l’asymétrie de signe en valeur absolue qui n’indique pas de rôle négatif significatif de ces variables sur le niveau général des asymétries. Les variations positives des marges d’intérêt bancaire induiraient une meilleure transmission à la hausse pour les taux des crédits aux entreprises N4 et une meilleure transmission à la baisse pour les taux des dépôts à terme N8. Ces résultats sont intuitifs et illustrent les comportements de marge bancaire dans un contexte où les banques cherchent à maximiser leurs profits en imposant leurs taux. Ces comportements de marge se traduisent alors par la présence de viscosité à la baisse pour les taux débiteurs et de viscosité à la hausse pour les taux créditeurs. Cependant, ces résultats ne ressortent pas pour les autres taux, ce qui ne permet pas de conclure sur la présence de ces comportements de marge hors concurrence. En effet, le contexte économique est concurrentiel. Par conséquent, il reste très difficile de généraliser sur ces comportements de marges qui peuvent uniquement apparaître sur certains secteurs de taux moins concurrentiels comme c’est le cas ici pour N8.

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Les effets individuels apportent des précisions sur les tendances de certains pays par rapport à la moyenne du groupe. Ainsi l’Autriche, l’Allemagne et les Pays-Bas se distinguent par des asymétries de signe en faveur des variations négatives tandis que la France, le Portugal et l’Espagne ont une transmission généralement meilleure en présence de variations positives. La Belgique montre une asymétrie négative lorsqu’il s’agit des taux débiteurs et une asymétrie positive lorsqu’il s’agit des taux créditeurs. L’Irlande et l’Italie ont une asymétrie positive pour les taux créditeurs. La Belgique, l’Italie et l’Irlande montrent comme lors de l’étude sur régression glissante un comportement atypique sur les taux créditeurs qui suggèrerait une forte concurrence sur ce secteur dans ces pays. Pour l’étude de l’asymétrie de signe en valeur absolue, seules les variables macroéconomiques ressortent. Ainsi, l’inflation semble encore avoir une influence négative marquée sur le niveau d’asymétrie. C’est la variable du modèle qui est le plus souvent significative. L’inflation n’a d’effet que sur la transmission sur les taux débiteurs. Ainsi, l’augmentation de l’inflation permettrait de réduire les écarts de transmission entre variations négatives et variations positives en permettant un ajustement plus rapide des taux. L’inflation améliorerait la vitesse de transmission et donc serait un facteur de réduction de l’asymétrie. Ce résultat vient appuyer le résultat précédent sur les vitesses de transmission avec une inflation qui permettrait un ajustement plus rapide des taux. La deuxième variable qui pourrait avoir une influence est la volatilité des taux d’intérêt. La diminution de la volatilité liée à la mise en place de la zone euro serait un des facteurs ayant permis de réduire l’asymétrie de signe. Même si la variable indicatrice de 2003 montre un retour de l’asymétrie après l’harmonisation des taux, il semblerait d’après l’étude sur régression glissante que le niveau général de l’asymétrie de signe ait diminué à partir de la mise en place du processus de convergence. La variable indicatrice de 1998 qui marque ce changement de dynamique des taux d’intérêt vient confirmer ce résultat avec un coefficient négatif significatif. La convergence et la stabilisation des taux pourrait être à l’origine d’une meilleure qualité du pass-through et donc d’une transmission plus rapide vers l’équilibre de long terme qui existe entre taux directeurs et taux bancaires. Ainsi, l’amélioration de la vitesse de transmission permettrait de réduire plus rapidement les écarts de transmission et donc de réduire les asymétries. Les résultats du panel semble confirmer le rôle de la diminution de la volatilité des taux dans la diminution des asymétries de signe ce qui ne paraît pas être le cas pour l’asymétrie d’amplitude.

1.5.2.2 Les déterminants de l’asymétrie d’amplitude De la même manière que pour l’asymétrie de signe, il est possible de tester les différentes variables qui pourraient avoir de l’influence sur l’asymétrie d’amplitude. La transmission des taux d’intérêt est différente en fonction de l’importance du choc. Ainsi, les fortes variations des taux directeurs de référence ne vont pas avoir le même impact sur les taux d’intérêt bancaires que des variations de plus faible intensité. L’étude de ces asymétries sur régressions glissantes aura permis de faire ressortir les coefficients d’asymétrie14 utilisés comme variables

14 Les coefficients d’asymétrie sont issus des estimations d’un modèle à seuil qui distingue deux régimes d’intensité des variations. Rappelons que le seuil est fixé de manière endogène à chaque période. Il s’agit du seuil qui permet d’obtenir deux régimes équilibrés (entre 40% et 60% des observations), tout en minimisant la somme des carrés des résidus.

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endogènes dans notre modèle, permettant ainsi de tester l’influence de nos déterminants sur ces comportements. Comme précédemment, l’analyse porte dans un premier temps sur les coefficients d’asymétrie en niveau afin de déterminer l’influence des variables du modèle sur le sens de l’asymétrie. Dans un deuxième temps, l’analyse porte sur la valeur absolue des asymétries d’amplitude de manière à identifier le rôle de nos variables sur le niveau général d’asymétrie. Comme précédemment, le panel regroupe l’ensemble des pays et des taux bancaires. Puis, l’analyse dissocie les taux débiteurs des taux créditeurs et enfin chaque taux indépendamment les uns des autres. Contrairement à l’étude des déterminants de l’asymétrie de signe, le rôle de certaines variables sur le sens de l’asymétrie est souvent impossible à déterminer. Il est en effet très difficile de conclure sur l’influence des variables de concurrence ou de santé bancaire sur ces dynamiques de transmission car il n’y a pas de constance dans les résultats. Enfin, il est intéressant de souligner le fait que le modèle explique beaucoup mieux le sens de l’asymétrie d’amplitude lorsqu’il s’agit des taux créditeurs que lorsqu’il s’agit des taux débiteurs avec un R² ajusté de l’ordre de 0,25 contre 0,07. L’inflation semble avoir une influence significative. Elle permettrait une meilleure transmission sur les variations de forte intensité. Ce résultat se retrouve aussi bien sur les taux débiteurs que sur les taux créditeurs mais essentiellement dans le cade de la cost of funds approach. Le rôle de la volatilité des taux sur l’asymétrie d’amplitude des variations est difficile à appréhender d’un point de vue théorique. En effet, la volatilité pourrait être source d’une meilleure réaction aux variations modérées si elle est perçue comme temporaire et ne nécessitant pas d’ajustement immédiat, mais elle pourrait aussi être source de viscosité sur les faibles variations si elle est considérée comme durable et si les coûts d’ajustement sont important. Cette question est centrale dans l’analyse des déterminants de ce type d’asymétries. Malheureusement, il est tout autant difficile de conclure sur l’influence de la volatilité sur le sens de l’asymétrie d’un point de vue empirique que théorique. En effet, cette variable reste essentiellement non significative dans les résultats sauf pour le taux des crédits à la consommation pour lequel elle ressort négativement, ce qui laisserait penser que plus la volatilité augmente, meilleure est la transmission en faveur des chocs de faible amplitude. Dans ce cas, la volatilité serait perçue comme temporaire, entraînant peu de changement lors de variations élevées. Néanmoins, ce résultat ne permet pas de généraliser et il reste impossible de conclure sur le rôle de la volatilité sur le sens de l’asymétrie d’amplitude. Par contre, l’étude sur l’asymétrie en valeur absolue semble montrer que la volatilité permet de réduire l’asymétrie d’amplitude. Ce résultat ressort uniquement pour les taux débiteurs dans le cadre de la monetary policy approach. La variable indicatrice de 1998 indique une diminution de l’asymétrie lors du processus de convergence des taux, mais l’asymétrie ne semble pas avoir diminué par la suite. L’analyse en coupe montre aussi la persistance de l’asymétrie entre les deux sous-périodes avec, en outre, des comportements hétérogènes et une forte dispersion. Ces éléments semble indiquer que la diminution de la volatilité des taux à partir de la mise en place de la politique monétaire commune n’aurait pas permis de limiter l’asymétrie d’amplitude. Ce résultat est donc très différent de celui obtenu pour l’asymétrie de signe.

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Les effets pays indiquent la présence de disparités importantes. Il est intéressant de souligner une asymétrie en faveur des variations de forte amplitude pour les taux créditeurs pour l’Allemagne les Pays-Bas et le Portugal alors ça n’est pas le cas pour les taux débiteurs. La France fait exception avec une asymétrie plus marquée en faveur des variations de faible amplitude par rapport aux autres pays.

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Conclusions

L’analyse par l’économétrie de panel appliquée aux différents coefficients de transmission aura permis de révéler l’influence de certains déterminants sur les différents aspects de la transmission des taux monétaires aux taux bancaires. Ainsi, l’étude porte successivement sur les déterminants des niveaux, de la vitesse et des dynamiques asymétriques du pass-through. A la vue des résultats obtenus tant dans l’analyse de la qualité et des dynamiques de la transmission que dans l’analyse de ses déterminants, il semble pertinent de faire la distinction entre le niveau et la vitesse du pass-through qui sont deux critères différents de l’évaluation de la qualité de la transmission. Au cours de la période d’estimation, les niveaux de pass-through ont évolué de manière hétérogène, ce qui ne permet pas de conclure sur une réelle amélioration du niveau de transmission. A l’inverse, la mise en place de la monnaie unique semble avoir été le vecteur d’une amélioration généralisée de la vitesse de transmission. Quand l’inflation est négative sur les niveaux et améliore dans le même temps la vitesse de transmission en permettant un meilleur ajustement et quand la volatilité des taux améliore les niveaux tout en dégradant la vitesse, on se rend compte de l’importance de cette distinction. Ainsi, nos conclusions sont beaucoup plus mitigées que celles des études précédentes quand au rôle de la volatilité des taux dans le processus de transmission. En effet, la diminution de la volatilité des taux du marché monétaire aurait eu un impact négatif sur les niveaux de réponse. Contrairement aux idées reçues, une moindre volatilité des taux n’aurait pas été profitable dans l’évolution du niveau du pass-through. Seule la vitesse de retour vers ce niveau aurait profité de cette stabilisation des taux. D’une point de vu théorique, il est possible d’expliquer ce comportement par le fait qu’en période de stabilité des taux, les variations induites par la politique monétaire seraient jugées suffisamment faibles pour ne pas occasionner un ajustement complet, occasionnant ainsi de la viscosité sur les niveaux de transmission, cependant, toute variation entrainerait alors un ajustement rapide vers ce niveau moins élevé. L’analyse des déterminants des niveaux de transmission indique une influence marquée des variables reflétant le contexte macroéconomique et des variables de concurrence pour une grande majorité les taux bancaires. L’inflation aurait un impact négatif sur les niveaux de transmission des taux créditeurs tandis que la croissance et la volatilité permettraient d’améliorer les niveaux de transmission de l’ensemble des taux. La concurrence apparait comme un déterminant significatif de l’amélioration du niveau de pass-through. Les variables qui ressortent principalement de l’étude des déterminants de la vitesse de transmission sont la volatilité des taux d’intérêt et l’inflation. La diminution de la volatilité aurait permis l’amélioration de la vitesse de transmission. L’inflation permettrait un meilleur ajustement des prix et donc des taux. Ces deux variables semblent donc avoir une influence marquée tant sur les niveaux que sur les vitesses de transmission. Les résultats obtenus tant pour les niveaux que pour les vitesses de transmission viennent confirmer l’hypothèse d’hétérogénéité des pass-through au sein de l’UEM ainsi que les précédentes conclusions émises dans Mojon 2000, Sanders et Kleimeier 2004 et nos précédentes conclusions. Les déterminants qui entrent en compte dans le processus de transmission peuvent avoir des effets différents pour certains pays comme c’est le cas pour l’Allemagne ou le Portugal. Cependant, certaines variables telles que la volatilité, l’inflation et les variables de concurrence ont des effets qui ressortent de manière généralisée, ce qui

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permet de penser que les sources des disparités sont étroitement liées aux différences dans les évolutions des économies et des marchés bancaires. L’hétérogénéité des comportements se retrouve aussi sur les taux. Des disparités importantes existent entre taux débiteur et taux créditeurs tant par leurs dynamiques que par leurs déterminants. Ainsi, l’augmentation de la vitesse de transmission semble être beaucoup plus marquée pour les taux débiteurs et l’influence de certains déterminants tels que l’inflation et les variables de concurrence n’est pas identique. Ce dernier constat vient renforcer l’idée selon laquelle les deux secteurs ne supporteraient pas la même pression concurrentielle. Ainsi, d’après les résultats obtenus sur les coefficients de vitesse et d’asymétrie de signe en particulier, il semblerait que la concurrence soit plus forte sur le secteur des taux débiteurs que sur celui des taux créditeurs. L’analyse de la représentation en coupe des asymétries vient conforter cette hypothèse. En plus de l’étude des déterminants des asymétries, l’apport de cette étude réside aussi dans la mise en évidence de cette hétérogénéité entre les taux puisque l’utilisation des régressions glissantes aura permis d’obtenir un panel sur un échantillon plus important et donc de faire une ventilation entre les différents taux. L’étude des déterminants des asymétries soulève la question du rôle de la concurrence et de la volatilité. D’après les résultats obtenus, la concurrence permet de réduire les asymétries de signe avec des effets de rattrapage plus marqués sur le secteur des taux créditeurs par rapport au secteur des taux débiteurs. L’inflation permettrait de réduire les écarts de transmission entre variations négatives et variations positives en permettant un ajustement plus rapide des taux. L’inflation améliorerait la vitesse de transmission et donc serait un facteur de réduction de l’asymétrie. L’inflation apparaît donc comme un déterminant ayant un rôle important dans le processus de transmission au même titre que la volatilité et la concurrence, ce qui est un résultat nouveau. Enfin, la diminution de la volatilité des taux aurait permis de réduire l’asymétrie de signe mais pas l’asymétrie d’amplitude. Ce résultat est d’autant plus intéressant que cette diminution de la volatilité aurait permis d’améliorer la vitesse de transmission sans pour autant réduire les asymétries d’amplitude.

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Graphique 6 : Réponse à 12 mois sur période fixe (2003 à 2007)

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Graphique 7 : Evolution des réponses à 12 mois pour N4 sur périodes fixes

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Graphique 8 : Evolution des réponses à 12 mois pour N8 sur périodes fixes

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Fix effects model on total observations (all retail interest rates) Pass-through of daily market rate variables: dependent impact multiplier 1 month multiplier 3 month multiplier 6 month multiplier 12 month multiplier long run multiplier parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat independent intercept 0,0394 (3,14) 0,0587 (3,53) 0,0442 (2,18) 0,0586 (2,93) 0,0683 (3,39) 0,0161 (0,76) macroeconomic variables growth 0,0326 (2,64) 0,0621 (3,79) 0,1122 (5,63) 0,1266 (6,43) 0,1068 (5,39) 0,0569 (2,74) inflation 0,0082 (0,46) 0,0251 (1,06) -0,0040 -(0,14) -0,0216 -(0,76) -0,0548 -(1,91) -0,1281 -(4,26) money market rate volatility 0,0379 (3,96) 0,0435 (3,44) 0,0684 (4,43) 0,0873 (5,73) 0,0838 (5,46) 0,0638 (3,97) competition variables direct finance competition 0,0288 (2,54) 0,0316 (2,11) 0,0373 (2,05) 0,0402 (2,23) 0,0361 (1,99) 0,0383 (2,01) bank external competition -0,1554 -(0,64) -0,0865 -(0,27) 0,7161 (1,84) 0,4680 (1,22) 0,2745 (0,71) -0,0971 -(0,24) bank concentration CR5 -0,6456 -(1,94) -0,6318 -(1,44) -1,7737 -(3,33) -2,3570 -(4,48) -2,6743 -(5,05) -1,4468 -(2,61) banking health variables bank net interest margin 0,1277 (1,16) 0,2956 (2,03) 0,1776 (1,00) 0,3058 (1,74) 0,3884 (2,20) 0,0857 (0,46) bank return on assets 0,0132 (0,20) -0,0535 -(0,61) -0,0475 -(0,45) -0,0947 -(0,90) -0,0858 -(0,81) 0,1708 (1,54) dummies for structural breaks harmonization: 2003 -0,0653 -(2,53) -0,1388 -(4,06) -0,0955 -(2,32) -0,0470 -(1,16) -0,0684 -(1,67) -0,1610 -(3,75) interest rate convergence: 1998 0,0230 (1,09) 0,0406 (1,46) 0,0116 (0,34) -0,0161 -(0,48) -0,0513 -(1,52) -0,0293 -(0,83) dummies for countries RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE Austria 0,0113 (0,44) 0,0993 0,0148 (0,43) 0,1266 -0,0099 -(0,24) 0,1458 -0,0271 -(0,66) 0,1443 -0,0393 -(0,95) 0,1382 -0,0459 -(1,06) 0,2853 Belgium -0,0011 -(0,06) 0,1503 -0,0103 -(0,42) 0,2328 0,0307 (1,02) 0,2911 0,0407 (1,37) 0,2452 0,0497 (1,66) 0,2370 0,0332 (1,06) 0,2827 Germany -0,0330 -(1,96) 0,1143 -0,0547 -(2,46) 0,1801 -0,0553 -(2,04) 0,2706 -0,0614 -(2,29) 0,2315 -0,0620 -(2,30) 0,1803 -0,0396 -(1,40) 0,2313 Finland -0,0086 -(0,34) 0,1431 -0,0046 -(0,14) 0,2045 0,0163 (0,40) 0,2074 0,0281 (0,70) 0,2250 0,0333 (0,82) 0,2606 -0,0308 -(0,72) 0,2879 France -0,0324 -(1,66) 0,1325 -0,0140 -(0,54) 0,2366 -0,0254 -(0,81) 0,2434 -0,0408 -(1,31) 0,2269 -0,0269 -(0,86) 0,2526 0,0008 (0,02) 0,2593 Greece 0,0354 (1,00) 0,1104 0,0170 (0,36) 0,1179 0,0032 (0,06) 0,1625 -0,0245 -(0,43) 0,2291 -0,0646 -(1,14) 0,2635 -0,0372 -(0,62) 0,2460 Ireland 0,0314 (1,09) 0,1205 0,0398 (1,04) 0,1240 0,0292 (0,63) 0,1393 0,0567 (1,23) 0,1472 0,0769 (1,66) 0,1536 0,1052 (2,16) 0,1533 Italy -0,0110 -(0,54) 0,1385 0,0002 (0,01) 0,1430 -0,0424 -(1,30) 0,1519 -0,0566 -(1,75) 0,1561 -0,0612 -(1,89) 0,1560 -0,0484 -(1,42) 0,1614 Netherlands -0,0366 -(1,86) 0,1309 -0,0529 -(2,04) 0,1792 -0,0495 -(1,56) 0,2788 -0,0559 -(1,79) 0,2830 -0,0578 -(1,84) 0,2769 -0,0360 -(1,09) 0,2510 Portugal 0,0524 (2,37) 0,2478 0,0778 (2,66) 0,2747 0,1152 (3,23) 0,3323 0,1294 (3,68) 0,3637 0,1236 (3,49) 0,3664 0,0673 (1,81) 0,2869 Spain -0,0078 -(0,39) 0,1255 -0,0131 -(0,50) 0,1417 -0,0121 -(0,38) 0,1095 0,0114 (0,36) 0,1046 0,0282 (0,89) 0,1130 0,0314 (0,94) 0,1644 Observations Used: 584 R² 0,1013 0,1296 0,1152 0,1531 0,1618 0,1398 Adj R² 0,0694 0,0987 0,0838 0,1230 0,1320 0,1093 RMSE 0,1459 0,1930 0,2354 0,2324 0,2339 0,2453

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Fix effects model on total observations (all retail interest rates) Pass-through of three months market rate variables: dependent impact multiplier 1 month multiplier 3 month multiplier 6 month multiplier 12 month multiplier long run multiplier parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat independent intercept -0,0195 -(1,05) 0,0501 (2,64) 0,0078 (0,49) 0,0103 (0,63) -0,0004 -(0,02) -0,0168 -(0,87) macroeconomic variables growth -0,0489 -(2,68) -0,0262 -(1,40) 0,0100 (0,64) 0,0305 (1,91) 0,0237 (1,41) -0,0022 -(0,11) inflation -0,0562 -(2,13) -0,0294 -(1,09) -0,0681 -(3,01) -0,0837 -(3,62) -0,1097 -(4,52) -0,1399 -(5,08) money market rate volatility 0,0141 (1,00) 0,0369 (2,54) 0,0465 (3,84) 0,0594 (4,79) 0,0565 (4,34) 0,0419 (2,84) competition variables direct finance competition 0,0221 (1,32) 0,0325 (1,90) 0,0418 (2,92) 0,0466 (3,19) 0,0468 (3,05) 0,0363 (2,08) bank external competition 0,9838 (2,75) -0,7391 -(2,02) 0,5144 (1,68) 0,2902 (0,93) 0,0381 (0,12) -0,4592 -(1,23) bank concentration CR5 0,3849 (0,79) 0,3092 (0,62) -0,2715 -(0,65) -0,8232 -(1,93) -0,9064 -(2,02) -0,7360 -(1,44) banking health variables bank net interest margin -0,1166 -(0,72) 0,1880 (1,13) 0,0039 (0,03) 0,0176 (0,12) -0,0780 -(0,52) -0,1809 -(1,06) bank return on assets 0,0432 (0,44) -0,0047 -(0,05) -0,0155 -(0,19) 0,0312 (0,37) 0,0977 (1,09) 0,2263 (2,23) dummies for structural breaks harmonization: 2003 -0,2830 -(7,52) -0,1400 -(3,63) -0,1432 -(4,44) -0,1033 -(3,14) -0,0943 -(2,72) -0,1482 -(3,77) interest rate convergence: 1998 -0,0106 -(0,34) -0,0370 -(1,16) -0,0397 -(1,49) -0,0477 -(1,76) -0,0427 -(1,50) -0,0264 -(0,82) dummies for countries RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE Austria 0,0463 (1,22) 0,1246 0,0383 (0,98) 0,0905 0,0256 (0,79) 0,0673 0,0115 (0,35) 0,0872 -0,0047 -(0,14) 0,1028 -0,0466 -(1,18) 0,2064 Belgium -0,0283 -(1,02) 0,2707 -0,0205 -(0,72) 0,2158 0,0103 (0,44) 0,2179 0,0263 (1,09) 0,2083 0,0274 (1,08) 0,2201 0,0132 (0,46) 0,2690 Germany -0,0086 -(0,34) 0,1180 -0,0577 -(2,26) 0,1397 -0,0499 -(2,35) 0,1765 -0,0493 -(2,26) 0,1761 -0,0421 -(1,84) 0,1781 -0,0222 -(0,85) 0,2139 Finland 0,0422 (1,13) 0,2296 0,0080 (0,21) 0,3638 0,0249 (0,78) 0,1837 0,0110 (0,34) 0,1701 0,0001 (0,00) 0,1759 -0,0144 -(0,37) 0,2675 France 0,0166 (0,57) 0,1414 -0,0136 -(0,46) 0,1699 0,0026 (0,11) 0,2278 -0,0112 -(0,44) 0,2461 -0,0023 -(0,08) 0,2539 0,0197 (0,65) 0,2532 Greece 0,0292 (0,56) 0,1152 0,0417 (0,78) 0,1640 0,0228 (0,51) 0,1820 0,0168 (0,37) 0,2167 0,0214 (0,44) 0,2289 0,0246 (0,45) 0,2065 Ireland -0,0696 -(1,63) 0,0864 0,0396 (0,90) 0,1561 0,0017 (0,05) 0,0884 0,0180 (0,48) 0,1310 0,0273 (0,69) 0,1550 0,0439 (0,98) 0,1671 Italy -0,0036 -(0,12) 0,1234 -0,0078 -(0,25) 0,1342 -0,0225 -(0,88) 0,1245 -0,0324 -(1,23) 0,1152 -0,0360 -(1,31) 0,1238 -0,0506 -(1,62) 0,1405 Netherlands -0,0341 -(1,17) 0,1478 -0,0435 -(1,46) 0,1524 -0,0526 -(2,12) 0,1995 -0,0501 -(1,97) 0,2039 -0,0383 -(1,44) 0,2151 -0,0139 -(0,46) 0,2342 Portugal 0,0049 (0,15) 0,4328 0,0170 (0,51) 0,3867 0,0310 (1,11) 0,2513 0,0387 (1,36) 0,2588 0,0216 (0,72) 0,2723 0,0051 (0,15) 0,2707 Spain 0,0049 (0,17) 0,2127 -0,0016 -(0,05) 0,1746 0,0059 (0,24) 0,1212 0,0206 (0,80) 0,1076 0,0255 (0,95) 0,1152 0,0412 (1,35) 0,1361 Observations Used: 585 R² 0,1252 0,0803 0,1018 0,1191 0,1209 0,1248 Adj R² 0,0942 0,0477 0,0699 0,0879 0,0897 0,0937 RMSE 0,2156 0,2209 0,1846 0,1888 0,1983 0,2251

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Fix effects model on total observations (all retail interest rates) Cost of Funds Approach variables: dependent impact multiplier 1 month multiplier 3 month multiplier 6 month multiplier 12 month multiplier long run multiplier parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat independent intercept 0,0057 (0,44) 0,0335 (2,08) 0,0273 (1,46) 0,0377 (1,81) 0,0398 (1,76) 0,0159 (0,63) macroeconomic variables growth 0,0229 (1,78) -0,0036 -(0,23) 0,0326 (1,78) 0,0391 (1,92) 0,0317 (1,43) -0,0317 -(1,27) inflation -0,0007 -(0,04) -0,0248 -(1,05) -0,0258 -(0,94) -0,0290 -(0,95) -0,0512 -(1,54) -0,1381 -(3,69) money market rate volatility 0,0070 (0,66) 0,0181 (1,39) 0,0352 (2,33) 0,0473 (2,82) 0,0490 (2,69) 0,0228 (1,11) competition variables direct finance competition 0,0698 (5,95) 0,0564 (3,92) 0,0567 (3,39) 0,0516 (2,78) 0,0492 (2,43) 0,0281 (1,24) bank external competition 0,4280 (1,70) -0,3567 -(1,16) 0,7041 (1,97) 0,7352 (1,85) 0,4936 (1,14) -0,1332 -(0,27) bank concentration CR5 -0,1627 -(0,47) -0,3059 -(0,73) -0,8372 -(1,71) -1,2337 -(2,26) -1,4558 -(2,46) -1,3513 -(2,03) banking health variables bank net interest margin 0,0560 (0,47) 0,1161 (0,80) 0,1497 (0,89) 0,1782 (0,95) 0,1674 (0,82) -0,0202 -(0,09) bank return on assets -0,0586 -(0,86) -0,0742 -(0,89) -0,0459 -(0,47) -0,0301 -(0,28) 0,0103 (0,09) 0,0814 (0,62) dummies for structural breaks harmonization: 2003 -0,2267 -(8,60) -0,2313 -(7,15) -0,2655 -(7,06) -0,2858 -(6,84) -0,2844 -(6,26) -0,4082 -(8,00) interest rate convergence: 1998 -0,0825 -(3,81) -0,0412 -(1,55) -0,0952 -(3,08) -0,1129 -(3,29) -0,1186 -(3,18) -0,0768 -(1,83) dummies for countries RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE Austria 0,0362 (1,37) 0,0815 0,0315 (0,97) 0,1058 0,0205 (0,54) 0,1344 0,0071 (0,17) 0,1602 -0,0038 -(0,08) 0,1741 -0,0159 -(0,31) 0,1779 Belgium 0,0119 (0,62) 0,2276 0,0255 (1,09) 0,2466 0,0298 (1,10) 0,2918 0,0358 (1,19) 0,3079 0,0374 (1,14) 0,3194 0,0300 (0,82) 0,2484 Germany -0,0229 -(1,30) 0,1247 -0,0459 -(2,13) 0,1557 -0,0404 -(1,61) 0,1875 -0,0428 -(1,54) 0,1990 -0,0434 -(1,43) 0,2031 -0,0398 -(1,17) 0,2150 Finland 0,0046 (0,17) 0,1218 0,0035 (0,11) 0,1951 0,0110 (0,29) 0,1969 0,0127 (0,31) 0,2062 0,0113 (0,25) 0,2246 0,0142 (0,28) 0,3183 France -0,0322 -(1,59) 0,1070 -0,0376 -(1,51) 0,1346 -0,0284 -(0,98) 0,1795 -0,0329 -(1,03) 0,1895 -0,0315 -(0,90) 0,2281 -0,0017 -(0,04) 0,5231 Greece 0,0296 (0,80) 0,1068 0,0361 (0,79) 0,1246 0,0233 (0,44) 0,1945 0,0165 (0,28) 0,2245 0,0071 (0,11) 0,2641 -0,0128 -(0,18) 0,2100 Ireland -0,0303 -(1,00) 0,1306 0,0144 (0,39) 0,1524 0,0010 (0,02) 0,2539 0,0098 (0,20) 0,2908 0,0243 (0,47) 0,3340 0,0431 (0,74) 0,2985 Italy 0,0104 (0,50) 0,0895 0,0016 (0,06) 0,1234 -0,0152 -(0,51) 0,1417 -0,0190 -(0,57) 0,1728 -0,0247 -(0,68) 0,2006 -0,0399 -(0,98) 0,2281 Netherlands -0,0395 -(1,95) 0,1279 -0,0480 -(1,93) 0,1595 -0,0600 -(2,07) 0,2264 -0,0618 -(1,92) 0,2354 -0,0555 -(1,59) 0,2226 -0,0205 -(0,52) 0,2163 Portugal 0,0318 (1,39) 0,2008 0,0275 (0,98) 0,2843 0,0592 (1,81) 0,2654 0,0678 (1,86) 0,3260 0,0607 (1,53) 0,3776 0,0065 (0,15) 0,3486 Spain 0,0004 (0,02) 0,1687 -0,0086 -(0,33) 0,1639 -0,0007 -(0,02) 0,1584 0,0069 (0,21) 0,1881 0,0181 (0,50) 0,1850 0,0369 (0,90) 0,1874 Observations Used: 571 R² 0,1898 0,1563 0,1394 0,1420 0,1296 0,1639 Adj R² 0,1603 0,1256 0,1081 0,1108 0,0979 0,1335 RMSE 0,1504 0,1846 0,2145 0,2384 0,2593 0,2912

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Fix effects model on loans rates Pass-through of daily market rate variables: dependent impact multiplier 1 month multiplier 3 month multiplier 6 month multiplier 12 month multiplier long run multiplier parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat independent intercept 0,0536 (2,94) 0,0836 (3,59) 0,0611 (2,22) 0,0792 (2,94) 0,0941 (3,42) 0,0210 (0,72) macroeconomic variables growth 0,0355 (2,00) 0,0776 (3,43) 0,1518 (5,66) 0,1734 (6,59) 0,1476 (5,50) 0,0729 (2,57) inflation 0,0254 (0,92) 0,0597 (1,71) 0,0258 (0,63) 0,0062 (0,15) -0,0339 -(0,82) -0,1521 -(3,48) money market rate volatility 0,0506 (3,16) 0,0700 (3,42) 0,1162 (4,80) 0,1367 (5,75) 0,1213 (5,00) 0,0854 (3,33) competition variables direct finance competition 0,0331 (1,96) 0,0283 (1,31) 0,0483 (1,89) 0,0450 (1,80) 0,0420 (1,65) 0,0500 (1,85) bank external competition 0,0235 (0,08) 0,1284 (0,32) 1,1619 (2,47) 0,9370 (2,02) 0,7161 (1,52) 0,0635 (0,13) bank concentration CR5 -0,8082 -(1,69) -0,6757 -(1,11) -2,1931 -(3,07) -2,9811 -(4,25) -3,3473 -(4,68) -1,3101 -(1,73) banking health variables bank net interest margin 0,1853 (1,13) 0,4567 (2,18) 0,2831 (1,14) 0,4503 (1,85) 0,6055 (2,44) 0,1882 (0,72) bank return on assets 0,0757 (0,81) 0,0234 (0,20) 0,0564 (0,40) -0,0142 -(0,10) -0,0325 -(0,23) 0,3056 (2,06) dummies for structural breaks harmonization: 2003 -0,0633 -(1,78) -0,0961 -(2,12) -0,0840 -(1,60) -0,0242 -(0,47) -0,0555 -(1,05) -0,1797 -(3,20) interest rate convergence: 1998 0,0087 (0,28) 0,0344 (0,88) -0,0022 -(0,05) -0,0277 -(0,61) -0,0903 -(1,94) -0,0847 -(1,72) dummies for countries RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE Austria -0,0022 -(0,06) 0,1157 -0,0009 -(0,02) 0,1474 -0,0384 -(0,68) 0,1907 -0,0588 -(1,06) 0,1899 -0,0681 -(1,20) 0,1746 -0,0662 -(1,10) 0,3508 Belgium -0,0034 -(0,13) 0,1609 -0,0262 -(0,79) 0,2567 0,0204 (0,52) 0,3239 0,0364 (0,94) 0,2742 0,0507 (1,28) 0,2639 0,0208 (0,50) 0,3172 Germany -0,0366 -(1,33) 0,1503 -0,0553 -(1,60) 0,2213 -0,0528 -(1,27) 0,3497 -0,0646 -(1,60) 0,3051 -0,0686 -(1,65) 0,2416 -0,0395 -(0,90) 0,3160 Finland -0,0212 -(0,59) 0,1468 -0,0328 -(0,72) 0,1910 -0,0132 -(0,24) 0,1753 0,0036 (0,07) 0,1939 0,0158 (0,29) 0,2318 -0,0739 -(1,29) 0,2514 France -0,0344 -(1,35) 0,1285 -0,0147 -(0,45) 0,2292 -0,0355 -(0,92) 0,2349 -0,0509 -(1,35) 0,2245 -0,0324 -(0,84) 0,2629 0,0054 (0,13) 0,2645 Greece 0,0587 (1,03) 0,1304 0,0377 (0,52) 0,1435 0,0468 (0,54) 0,1868 -0,0006 -(0,01) 0,2598 -0,0717 -(0,83) 0,3018 -0,0416 -(0,46) 0,2614 Ireland 0,0341 (0,78) 0,1411 0,0592 (1,06) 0,1453 0,0420 (0,64) 0,1547 0,0751 (1,16) 0,1668 0,1027 (1,55) 0,1758 0,1499 (2,14) 0,1789 Italy -0,0110 -(0,39) 0,1610 0,0107 (0,30) 0,1542 -0,0322 -(0,75) 0,1328 -0,0526 -(1,25) 0,1408 -0,0598 -(1,39) 0,1543 -0,0411 -(0,91) 0,1603 Netherlands -0,0439 -(1,28) 0,1326 -0,0658 -(1,51) 0,1836 -0,0906 -(1,75) 0,2039 -0,0953 -(1,88) 0,1880 -0,0954 -(1,84) 0,2320 -0,0547 -(1,00) 0,2455 Portugal 0,0713 (2,31) 0,2817 0,1079 (2,74) 0,3024 0,1714 (3,68) 0,3622 0,1959 (4,28) 0,3994 0,1904 (4,08) 0,4017 0,1009 (2,04) 0,2979 Spain -0,0113 -(0,40) 0,1375 -0,0199 -(0,55) 0,1396 -0,0178 -(0,42) 0,1149 0,0118 (0,28) 0,1207 0,0364 (0,85) 0,1262 0,0400 (0,88) 0,1736 Observations Used: 358 R² 0,1086 0,1465 0,1687 0,2111 0,2058 0,1742 Adj R² 0,0557 0,0958 0,1195 0,1644 0,1588 0,1254 RMSE 0,1671 0,2129 0,2522 0,2477 0,2525 0,2672

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Fix effects model on loans rates Pass-through of three months market rate variables: dependent impact multiplier 1 month multiplier 3 month multiplier 6 month multiplier 12 month multiplier long run multiplier parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat independent intercept -0,0135 -(0,48) 0,0664 (2,36) 0,0160 (0,76) 0,0157 (0,72) 0,0014 (0,06) -0,0192 -(0,72) macroeconomic variables growth -0,0815 -(2,97) -0,0303 -(1,10) 0,0174 (0,84) 0,0500 (2,34) 0,0427 (1,88) 0,0077 (0,30) inflation -0,0608 -(1,44) -0,0386 -(0,91) -0,0785 -(2,46) -0,0994 -(3,02) -0,1298 -(3,71) -0,1744 -(4,34) money market rate volatility 0,0216 (0,87) 0,0605 (2,43) 0,0802 (4,28) 0,0966 (5,00) 0,0882 (4,30) 0,0649 (2,75) competition variables direct finance competition -0,0159 -(0,61) 0,0339 (1,30) 0,0468 (2,37) 0,0608 (2,99) 0,0623 (2,88) 0,0492 (1,98) bank external competition 0,9236 (1,91) -0,7551 -(1,56) 0,6247 (1,71) 0,4423 (1,17) 0,1668 (0,42) -0,4168 -(0,91) bank concentration CR5 0,7568 (1,04) 0,3924 (0,54) -0,2095 -(0,38) -0,8612 -(1,51) -0,8429 -(1,39) -0,5098 -(0,73) banking health variables bank net interest margin -0,2291 -(0,90) 0,3536 (1,39) 0,1141 (0,59) 0,1366 (0,69) 0,0090 (0,04) -0,1050 -(0,43) bank return on assets 0,1260 (0,88) 0,1204 (0,84) 0,1191 (1,10) 0,1672 (1,49) 0,2355 (1,98) 0,3919 (2,86) dummies for structural breaks harmonization: 2003 -0,2600 -(4,82) -0,1058 -(1,95) -0,1073 -(2,63) -0,0718 -(1,71) -0,0644 -(1,44) -0,1360 -(2,65) interest rate convergence: 1998 -0,0080 -(0,17) -0,0563 -(1,18) -0,0596 -(1,66) -0,0768 -(2,07) -0,0859 -(2,18) -0,0803 -(1,77) dummies for countries RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE Austria 0,0441 (0,76) 0,1045 0,0389 (0,67) 0,0979 0,0212 (0,48) 0,0887 0,0043 (0,10) 0,1199 -0,0147 -(0,31) 0,1340 -0,0721 -(1,31) 0,2516 Belgium -0,0529 -(1,31) 0,2857 -0,0282 -(0,70) 0,2372 0,0059 (0,19) 0,2235 0,0208 (0,66) 0,2195 0,0196 (0,59) 0,2366 -0,0049 -(0,13) 0,2997 Germany -0,0039 -(0,09) 0,1536 -0,0782 -(1,84) 0,1819 -0,0588 -(1,83) 0,2378 -0,0556 -(1,68) 0,2381 -0,0459 -(1,31) 0,2423 -0,0122 -(0,30) 0,2887 Finland 0,0461 (0,83) 0,2781 -0,0211 -(0,38) 0,4169 -0,0063 -(0,15) 0,1479 -0,0218 -(0,51) 0,1238 -0,0320 -(0,70) 0,1198 -0,0476 -(0,90) 0,2500 France 0,0390 (0,99) 0,1433 -0,0024 -(0,06) 0,1698 0,0030 (0,10) 0,2200 -0,0151 -(0,49) 0,2431 -0,0022 -(0,07) 0,2507 0,0274 (0,73) 0,2457 Greece 0,0786 (0,89) 0,1430 0,0194 (0,22) 0,2156 0,0224 (0,34) 0,2011 0,0073 (0,11) 0,2560 0,0098 (0,13) 0,2783 0,0032 (0,04) 0,2336 Ireland -0,0961 -(1,42) 0,1096 0,0806 (1,19) 0,1914 0,0276 (0,54) 0,0933 0,0446 (0,85) 0,1538 0,0524 (0,94) 0,1861 0,0746 (1,16) 0,2038 Italy -0,0032 -(0,07) 0,1449 -0,0022 -(0,05) 0,1367 -0,0134 -(0,40) 0,1220 -0,0235 -(0,69) 0,1020 -0,0265 -(0,73) 0,1129 -0,0460 -(1,10) 0,1316 Netherlands -0,0352 -(0,66) 0,1728 -0,0582 -(1,10) 0,1983 -0,0803 -(2,01) 0,1541 -0,0769 -(1,86) 0,1364 -0,0581 -(1,32) 0,1833 -0,0199 -(0,40) 0,2266 Portugal -0,0057 -(0,12) 0,5055 0,0431 (0,90) 0,4382 0,0650 (1,81) 0,2787 0,0813 (2,19) 0,2865 0,0580 (1,47) 0,2995 0,0360 (0,79) 0,2879 Spain -0,0109 -(0,25) 0,2398 0,0082 (0,19) 0,1848 0,0139 (0,42) 0,1267 0,0346 (1,01) 0,1184 0,0397 (1,09) 0,1202 0,0615 (1,47) 0,1456 Observations Used: 360 R² 0,1283 0,0811 0,1295 0,1583 0,1539 0,1555 Adj R² 0,0768 0,0269 0,0781 0,1086 0,1040 0,1057 RMSE 0,2585 0,2592 0,1952 0,2014 0,2140 0,2461

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Fix effects model on loans rates Cost of Funds Approach variables: dependent impact multiplier 1 month multiplier 3 month multiplier 6 month multiplier 12 month multiplier long run multiplier parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat independent intercept 0,0158 (0,83) 0,0389 (1,67) 0,0424 (1,58) 0,0522 (1,71) 0,0572 (1,69) 0,0340 (0,89) macroeconomic variables growth 0,0317 (1,73) 0,0050 (0,22) 0,0538 (2,09) 0,0655 (2,23) 0,0583 (1,80) -0,0420 -(1,15) inflation 0,0237 (0,78) -0,0192 -(0,52) -0,0013 -(0,03) 0,0074 (0,15) -0,0167 -(0,31) -0,1721 -(2,84) money market rate volatility 0,0066 (0,34) 0,0271 (1,15) 0,0652 (2,40) 0,0798 (2,58) 0,0786 (2,30) 0,0135 (0,35) competition variables direct finance competition 0,0635 (3,67) 0,0764 (3,61) 0,0752 (3,09) 0,0750 (2,71) 0,0725 (2,37) 0,0451 (1,30) bank external competition 0,5123 (1,60) -0,1310 -(0,33) 1,1095 (2,45) 1,2837 (2,49) 1,0375 (1,82) 0,0387 (0,06) bank concentration CR5 -0,1553 -(0,32) -0,5491 -(0,92) -1,0716 -(1,57) -1,4237 -(1,82) -1,6261 -(1,88) -1,5506 -(1,60) banking health variables bank net interest margin 0,0357 (0,20) 0,2332 (1,06) 0,3141 (1,25) 0,3089 (1,07) 0,3120 (0,98) 0,1739 (0,48) bank return on assets -0,0537 -(0,56) -0,0082 -(0,07) 0,0570 (0,42) 0,0561 (0,37) 0,0870 (0,51) 0,1418 (0,74) dummies for structural breaks harmonization: 2003 -0,2076 -(5,74) -0,2401 -(5,43) -0,2796 -(5,51) -0,3248 -(5,61) -0,3270 -(5,11) -0,5067 -(7,00) interest rate convergence: 1998 -0,1267 -(4,04) -0,0664 -(1,73) -0,1568 -(3,56) -0,1921 -(3,82) -0,2168 -(3,91) -0,1634 -(2,60) dummies for countries RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE Austria 0,0259 (0,68) 0,0690 0,0227 (0,49) 0,1226 0,0099 (0,18) 0,1765 -0,0050 -(0,08) 0,2091 -0,0160 -(0,24) 0,2230 -0,0202 -(0,26) 0,1950 Belgium 0,0075 (0,29) 0,2259 0,0415 (1,31) 0,2726 0,0360 (0,99) 0,3184 0,0356 (0,85) 0,3444 0,0349 (0,76) 0,3594 0,0246 (0,47) 0,2819 Germany -0,0299 -(1,04) 0,1603 -0,0554 -(1,58) 0,2077 -0,0382 -(0,95) 0,2607 -0,0392 -(0,85) 0,2790 -0,0435 -(0,86) 0,2827 -0,0442 -(0,77) 0,2919 Finland -0,0070 -(0,19) 0,1370 -0,0253 -(0,56) 0,1526 -0,0201 -(0,39) 0,1190 -0,0100 -(0,17) 0,1502 -0,0058 -(0,09) 0,1817 -0,0057 -(0,08) 0,3118 France -0,0286 -(1,10) 0,1054 -0,0315 -(0,99) 0,1368 -0,0367 -(1,00) 0,1735 -0,0431 -(1,03) 0,1930 -0,0405 -(0,88) 0,2402 -0,0002 (0,00) 0,5699 Greece 0,0619 (1,04) 0,1548 0,0208 (0,29) 0,1423 0,0183 (0,22) 0,2435 0,0129 (0,14) 0,2816 -0,0065 -(0,06) 0,3673 -0,0502 -(0,42) 0,2479 Ireland -0,0310 -(0,68) 0,1615 0,0311 (0,56) 0,1828 0,0186 (0,29) 0,3098 0,0157 (0,22) 0,3526 0,0324 (0,40) 0,4039 0,0760 (0,84) 0,3596 Italy 0,0126 (0,43) 0,0991 0,0129 (0,36) 0,1256 0,0009 (0,02) 0,1617 0,0021 (0,04) 0,2003 -0,0038 -(0,07) 0,2334 -0,0340 -(0,58) 0,2608 Netherlands -0,0357 -(1,02) 0,1360 -0,0700 -(1,64) 0,1903 -0,0936 -(1,91) 0,2050 -0,0929 -(1,66) 0,2008 -0,0821 -(1,33) 0,1817 -0,0311 -(0,44) 0,1618 Portugal 0,0402 (1,27) 0,2296 0,0601 (1,55) 0,3185 0,1071 (2,40) 0,2984 0,1203 (2,36) 0,3689 0,1120 (1,99) 0,4276 0,0315 (0,49) 0,3839 Spain -0,0159 -(0,53) 0,1870 -0,0068 -(0,18) 0,1655 -0,0021 -(0,05) 0,1751 0,0038 (0,08) 0,2158 0,0188 (0,35) 0,2072 0,0534 (0,89) 0,2079 Observations Used: 350 R² 0,1696 0,1687 0,1797 0,1864 0,1652 0,1953 Adj R² 0,1191 0,1182 0,1298 0,1370 0,1145 0,1463 RMSE 0,1700 0,2079 0,2387 0,2723 0,3008 0,3405

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Fix effects model on deposits rates Pass-through of daily market rate variables: dependent impact multiplier 1 month multiplier 3 month multiplier 6 month multiplier 12 month multiplier long run multiplier parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat independent intercept 0,0233 (1,38) 0,0237 (0,96) 0,0333 (1,02) 0,0490 (1,51) 0,0526 (1,65) 0,0425 (1,29) growth 0,0274 (1,82) 0,0388 (1,76) 0,0454 (1,55) 0,0440 (1,52) 0,0304 (1,07) 0,0196 (0,66) inflation -0,0158 -(0,78) -0,0286 -(0,96) -0,0421 -(1,07) -0,0556 -(1,43) -0,0831 -(2,17) -0,0932 -(2,34) money market rate volatility 0,0300 (3,13) 0,0243 (1,74) 0,0351 (1,89) 0,0535 (2,90) 0,0585 (3,23) 0,0514 (2,74) direct finance competition 0,0226 (1,74) 0,0315 (1,66) 0,0184 (0,73) 0,0274 (1,10) 0,0213 (0,87) 0,0158 (0,62) bank external competition -1,0335 -(2,02) -0,9289 -(1,24) -1,1739 -(1,18) -1,8258 -(1,86) -2,1358 -(2,21) -2,1389 -(2,13) bank concentration CR5 -0,2094 -(0,51) -0,4227 -(0,71) -0,6059 -(0,77) -0,7510 -(0,96) -1,0048 -(1,30) -1,2111 -(1,52) bank net interest margin 0,0041 (0,03) -0,0260 -(0,14) -0,0329 -(0,13) 0,0603 (0,25) 0,0578 (0,24) 0,0381 (0,15) bank return on assets -0,1089 -(1,32) -0,1972 -(1,63) -0,2210 -(1,38) -0,2138 -(1,34) -0,1620 -(1,04) -0,0666 -(0,41) harmonization: 2003 -0,0577 -(1,57) -0,2230 -(4,16) -0,0567 -(0,80) -0,0173 -(0,25) -0,0292 -(0,42) -0,0524 -(0,73) interest rate convergence: 1998 0,0513 (2,11) 0,0592 (1,67) 0,0450 (0,96) 0,0154 (0,33) 0,0224 (0,49) 0,0678 (1,42) RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE Austria 0,0311 (1,03) 0,072 0,0380 (0,86) 0,1026 0,0232 (0,40) 0,0576 0,0120 (0,21) 0,0501 -0,0008 -(0,01) 0,0702 -0,0182 -(0,31) 0,1243 Belgium -0,0057 -(0,24) 0,1222 0,0055 (0,16) 0,1574 0,0337 (0,73) 0,1787 0,0299 (0,65) 0,1511 0,0324 (0,72) 0,1567 0,0455 (0,97) 0,1714 Germany -0,0335 -(1,88) 0,0729 -0,0580 -(2,22) 0,1270 -0,0696 -(2,01) 0,1721 -0,0723 -(2,11) 0,1354 -0,0692 -(2,05) 0,1090 -0,0567 -(1,62) 0,1300 Finland 0,0198 (0,61) 0,1035 0,0582 (1,23) 0,1765 0,0640 (1,02) 0,1874 0,0548 (0,88) 0,2126 0,0463 (0,76) 0,2507 0,0282 (0,44) 0,3071 France -0,0611 -(1,93) 0,1401 -0,0597 -(1,29) 0,2127 -0,0322 -(0,52) 0,2516 -0,0415 -(0,68) 0,2271 -0,0430 -(0,72) 0,2257 -0,0356 -(0,57) 0,2481 Greece 0,0442 (1,10) 0,0912 0,0351 (0,60) 0,0989 0,0352 (0,45) 0,1291 0,0436 (0,57) 0,1789 0,0364 (0,48) 0,2193 0,0212 (0,27) 0,2240 Ireland 0,0213 (0,66) 0,0732 0,0019 (0,04) 0,0839 -0,0005 -(0,01) 0,1128 0,0225 (0,36) 0,1140 0,0386 (0,63) 0,1164 0,0478 (0,75) 0,1108 Italy -0,0087 -(0,34) 0,0882 -0,0190 -(0,51) 0,1374 -0,0532 -(1,07) 0,2201 -0,0534 -(1,08) 0,2148 -0,0515 -(1,06) 0,1876 -0,0507 -(1,01) 0,1668 Netherlands -0,0097 -(0,49) 0,1234 -0,0139 -(0,48) 0,1766 0,0099 (0,26) 0,3143 0,0046 (0,12) 0,3301 0,0054 (0,15) 0,3047 -0,0021 -(0,05) 0,2633 Portugal 0,0107 (0,38) 0,1264 0,0201 (0,48) 0,1876 0,0033 (0,06) 0,2369 0,0019 (0,03) 0,2250 -0,0006 -(0,01) 0,2003 0,0029 (0,05) 0,1933 Spain -0,0083 -(0,34) 0,1057 -0,0081 -(0,22) 0,1552 -0,0139 -(0,29) 0,0970 -0,0022 -(0,05) 0,0530 0,0060 (0,13) 0,0655 0,0179 (0,37) 0,1467 Observations Used: 226 R² 0,1801 0,2123 0,1015 0,1359 0,1639 0,1506 Adj R² 0,1001 0,1355 0,0138 0,0516 0,0824 0,0677 RMSE 0,1050 0,1535 0,2034 0,2019 0,1985 0,2057

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Fix effects model on deposits rates Pass-through of three months market rate variables: dependent impact multiplier 1 month multiplier 3 month multiplier 6 month multiplier 12 month multiplier long run multiplier parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat independent intercept -0,0104 -(0,56) 0,0344 (1,53) 0,0184 (0,69) 0,0269 (1,03) 0,0250 (0,93) 0,0169 (0,57) macroeconomic variables growth 0,0056 (0,34) -0,0202 -(1,00) -0,0062 -(0,26) -0,0075 -(0,32) -0,0157 -(0,66) -0,0267 -(1,01) inflation -0,0409 -(1,84) -0,0214 -(0,79) -0,0493 -(1,55) -0,0580 -(1,85) -0,0762 -(2,37) -0,0917 -(2,58) money market rate volatility 0,0104 (0,98) 0,0185 (1,44) 0,0226 (1,50) 0,0329 (2,21) 0,0350 (2,30) 0,0272 (1,62) competition variables direct finance competition 0,0752 (5,30) 0,0239 (1,38) 0,0240 (1,18) 0,0147 (0,73) 0,0117 (0,57) 0,0090 (0,40) bank external competition 0,1168 (0,21) -1,5478 -(2,26) -1,0167 -(1,27) -1,3290 -(1,67) -1,6369 -(2,02) -1,9629 -(2,19) bank concentration CR5 -0,0862 -(0,19) 0,2820 (0,52) -0,0756 -(0,12) -0,4112 -(0,65) -0,6509 -(1,01) -0,7947 -(1,11) banking health variables bank net interest margin 0,0943 (0,68) -0,0318 -(0,19) -0,1188 -(0,60) -0,1027 -(0,52) -0,1302 -(0,65) -0,1727 -(0,78) bank return on assets -0,0704 -(0,78) -0,2205 -(2,00) -0,2361 -(1,83) -0,1880 -(1,47) -0,1280 -(0,98) -0,0516 -(0,36) dummies for structural breaks harmonization: 2003 -0,2769 -(6,89) -0,2029 -(4,15) -0,1863 -(3,24) -0,1373 -(2,41) -0,1310 -(2,25) -0,1370 -(2,13) interest rate convergence: 1998 -0,0092 -(0,35) 0,0033 (0,10) 0,0039 (0,10) 0,0102 (0,27) 0,0365 (0,95) 0,0678 (1,59) dummies for countries RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE Austria 0,0656 (1,99) 0,1121 0,0436 (1,09) 0,1023 0,0318 (0,68) 0,0414 0,0170 (0,36) 0,0426 0,0056 (0,12) 0,0681 -0,0088 -(0,17) 0,1189 Belgium 0,0162 (0,61) 0,2207 -0,0118 -(0,36) 0,1432 0,0037 (0,10) 0,1889 0,0235 (0,62) 0,1614 0,0305 (0,79) 0,1636 0,0448 (1,05) 0,1685 Germany -0,0157 -(0,80) 0,0814 -0,0397 -(1,66) 0,0998 -0,0508 -(1,82) 0,0993 -0,0537 -(1,94) 0,0931 -0,0495 -(1,74) 0,0946 -0,0453 -(1,45) 0,1170 Finland 0,0174 (0,49) 0,0984 0,0662 (1,54) 0,2297 0,0730 (1,45) 0,2194 0,0590 (1,18) 0,2165 0,0461 (0,90) 0,2332 0,0321 (0,57) 0,2889 France -0,0592 -(1,71) 0,0976 -0,0871 -(2,06) 0,0975 -0,0237 -(0,48) 0,2245 -0,0243 -(0,50) 0,2130 -0,0290 -(0,58) 0,2149 -0,0238 -(0,43) 0,2403 Greece -0,0102 -(0,23) 0,0810 0,0919 (1,72) 0,1116 0,0715 (1,14) 0,1603 0,0792 (1,28) 0,1716 0,0815 (1,28) 0,1791 0,0739 (1,05) 0,1746 Ireland -0,0245 -(0,69) 0,0411 -0,0118 -(0,27) 0,0585 -0,0336 -(0,66) 0,0707 -0,0177 -(0,35) 0,0907 -0,0051 -(0,10) 0,1032 0,0099 (0,18) 0,1140 Italy -0,0018 -(0,06) 0,0465 -0,0109 -(0,32) 0,1384 -0,0311 -(0,77) 0,1368 -0,0399 -(1,00) 0,1438 -0,0438 -(1,08) 0,1380 -0,0490 -(1,09) 0,1495 Netherlands -0,0308 -(1,42) 0,1191 -0,0045 -(0,17) 0,1351 -0,0049 -(0,16) 0,2316 -0,0035 -(0,11) 0,2452 0,0022 (0,07) 0,2407 0,0064 (0,18) 0,2481 Portugal 0,0161 (0,52) 0,1086 -0,0242 -(0,64) 0,1625 -0,0279 -(0,62) 0,1164 -0,0362 -(0,82) 0,0975 -0,0400 -(0,89) 0,0852 -0,0498 -(1,00) 0,1016 Spain 0,0269 (1,00) 0,1182 -0,0117 -(0,36) 0,1449 -0,0081 -(0,21) 0,1032 -0,0035 -(0,09) 0,0766 0,0014 (0,03) 0,0982 0,0095 (0,22) 0,1166 Observations Used: 225 R² 0,3193 0,2198 0,1568 0,1634 0,1801 0,1724 Adj R² 0,2526 0,1433 0,0742 0,0814 0,0997 0,0912 RMSE 0,1150 0,1400 0,1642 0,1627 0,1663 0,1838

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Fix effects model on deposits rates Cost of Funds Approach variables: dependent impact multiplier 1 month multiplier 3 month multiplier 6 month multiplier 12 month multiplier long run multiplier parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat independent intercept -0,0068 -(0,36) 0,0336 (1,48) 0,0176 (0,66) 0,0289 (1,09) 0,0287 (1,07) 0,0204 (0,68) macroeconomic variables growth 0,0058 (0,35) -0,0220 -(1,08) -0,0039 -(0,16) -0,0063 -(0,27) -0,0160 -(0,66) -0,0275 -(1,02) inflation -0,0339 -(1,49) -0,0320 -(1,15) -0,0580 -(1,76) -0,0691 -(2,13) -0,0886 -(2,69) -0,1041 -(2,84) money market rate volatility 0,0083 (0,78) 0,0162 (1,25) 0,0219 (1,43) 0,0337 (2,24) 0,0369 (2,41) 0,0289 (1,69) competition variables direct finance competition 0,0742 (5,23) 0,0248 (1,42) 0,0275 (1,34) 0,0176 (0,87) 0,0146 (0,71) 0,0126 (0,55) bank external competition 0,0613 (0,11) -1,6585 -(2,40) -1,0843 -(1,33) -1,4879 -(1,85) -1,8384 -(2,26) -2,1458 -(2,36) bank concentration CR5 -0,0670 -(0,15) 0,2955 (0,54) -0,0839 -(0,13) -0,4181 -(0,65) -0,6492 -(1,00) -0,7619 -(1,05) banking health variables bank net interest margin 0,0687 (0,49) -0,0609 -(0,35) -0,1268 -(0,62) -0,0901 -(0,45) -0,1067 -(0,52) -0,1458 -(0,64) bank return on assets -0,0903 -(1,00) -0,2226 -(2,01) -0,2397 -(1,83) -0,1907 -(1,48) -0,1308 -(1,00) -0,0505 -(0,35) dummies for structural breaks harmonization: 2003 -0,2785 -(6,96) -0,2060 -(4,19) -0,1884 -(3,25) -0,1364 -(2,38) -0,1293 -(2,23) -0,1365 -(2,11) interest rate convergence: 1998 -0,0105 -(0,40) 0,0066 (0,20) 0,0108 (0,28) 0,0191 (0,50) 0,0428 (1,11) 0,0652 (1,52) dummies for countries RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE Austria 0,0535 (1,63) 0,1169 0,0446 (1,10) 0,1027 0,0283 (0,59) 0,0465 0,0145 (0,31) 0,0457 0,0049 (0,10) 0,068 -0,0084 -(0,16) 0,1176 Belgium 0,0129 (0,48) 0,2207 -0,0117 -(0,36) 0,1424 0,0038 (0,10) 0,1882 0,0231 (0,61) 0,1605 0,0296 (0,77) 0,1631 0,0436 (1,01) 0,1680 Germany -0,0186 -(0,95) 0,0819 -0,0434 -(1,80) 0,1018 -0,0542 -(1,91) 0,1004 -0,0587 -(2,09) 0,0935 -0,0554 -(1,95) 0,0946 -0,0504 -(1,59) 0,1170 Finland 0,0320 (0,91) 0,0859 0,0673 (1,55) 0,2231 0,0732 (1,43) 0,2274 0,0584 (1,16) 0,2166 0,0441 (0,86) 0,2307 0,0284 (0,50) 0,2889 France -0,0629 -(1,82) 0,0961 -0,0894 -(2,10) 0,0947 -0,0271 -(0,54) 0,2252 -0,0280 -(0,57) 0,2138 -0,0329 -(0,66) 0,2153 -0,0273 -(0,49) 0,2408 Greece 0,0057 (0,13) 0,0739 0,0926 (1,72) 0,1129 0,0768 (1,21) 0,1576 0,0812 (1,29) 0,1722 0,0839 (1,32) 0,1762 0,0725 (1,02) 0,1799 Ireland -0,0337 -(0,95) 0,0419 -0,0099 -(0,23) 0,0616 -0,0309 -(0,60) 0,0730 -0,0115 -(0,23) 0,0926 0,0026 (0,05) 0,1052 0,0188 (0,33) 0,1156 Italy 0,0082 (0,29) 0,0562 -0,0098 -(0,28) 0,1393 -0,0335 -(0,82) 0,1384 -0,0422 -(1,05) 0,1478 -0,0471 -(1,16) 0,1389 -0,0487 -(1,08) 0,1493 Netherlands -0,0327 -(1,52) 0,1192 -0,0034 -(0,13) 0,1350 -0,0054 -(0,17) 0,2310 -0,0039 -(0,13) 0,2447 0,0014 (0,05) 0,2400 0,0055 (0,16) 0,2476 Portugal 0,0119 (0,38) 0,1114 -0,0286 -(0,75) 0,1626 -0,0295 -(0,65) 0,1165 -0,0366 -(0,82) 0,0969 -0,0401 -(0,89) 0,0848 -0,0500 -(0,99) 0,1006 Spain 0,0236 (0,86) 0,1164 -0,0084 -(0,25) 0,1563 -0,0016 -(0,04) 0,1060 0,0039 (0,10) 0,0773 0,0089 (0,22) 0,0987 0,0161 (0,36) 0,1196 Observations Used: 221 R² 0,3294 0,2251 0,1623 0,1706 0,1913 0,1750 Adj R² 0,2623 0,1476 0,0785 0,0877 0,1104 0,0925 RMSE 0,1144 0,1407 0,1658 0,1636 0,1660 0,1850

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Fix effects model on mortgage loans to households Pass-through of daily market rate variables: dependent impact multiplier 1 month multiplier 3 month multiplier 6 month multiplier 12 month multiplier long run multiplier parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat independent intercept -0,0010 -(0,03) 0,0184 (0,42) -0,0339 -(0,52) 0,0058 (0,09) 0,0911 (1,52) 0,0323 (0,47) macroeconomic variables growth 0,0024 (0,09) 0,0145 (0,36) 0,1241 (2,06) 0,1348 (2,29) 0,0718 (1,30) -0,0023 -(0,04) inflation 0,0256 (0,51) 0,0648 (0,89) 0,1130 (1,03) 0,0842 (0,79) 0,0152 (0,15) -0,2523 -(2,23) money market rate volatility 0,0305 (0,75) 0,0735 (1,26) 0,1588 (1,80) 0,1338 (1,56) -0,0001 (0,00) 0,0124 (0,14) competition variables direct finance competition 0,0107 (0,46) 0,0243 (0,73) 0,0402 (0,80) 0,0347 (0,71) 0,0340 (0,74) 0,0719 (1,38) bank external competition 0,7641 (1,67) 0,4074 (0,62) 1,1496 (1,16) 1,0512 (1,09) 0,7131 (0,79) -0,1480 -(0,14) bank concentration CR5 -0,1028 -(0,14) 0,1917 (0,18) -0,2331 -(0,15) -1,3675 -(0,87) -2,8627 -(1,95) -1,5033 -(0,90) banking health variables bank net interest margin -0,2058 -(0,77) -0,2181 -(0,56) -0,7487 -(1,28) -0,5203 -(0,92) 0,1354 (0,25) 0,1882 (0,31) bank return on assets 0,0850 (0,61) 0,1286 (0,63) 0,0784 (0,26) -0,0642 -(0,22) -0,2233 -(0,80) 0,3269 (1,03) dummies for structural breaks harmonization: 2003 -0,1684 -(2,94) -0,2308 -(2,79) -0,1943 -(1,56) -0,2397 -(1,97) -0,3481 -(3,06) -0,6154 -(4,76) interest rate convergence: 1998 -0,0095 -(0,20) 0,0146 (0,21) 0,0570 (0,54) -0,0186 -(0,18) -0,2450 -(2,55) -0,1509 -(1,38) dummies for countries RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE Austria 0,0112 (0,22) 0,0576 0,0088 (0,12) 0,1347 -0,0201 -(0,18) 0,1460 -0,0309 -(0,28) 0,1154 -0,0215 -(0,21) 0,1447 -0,0326 -(0,28) 0,2784 Belgium -0,0021 -(0,05) 0,1328 -0,0146 -(0,24) 0,1803 0,0106 (0,12) 0,3079 0,0297 (0,34) 0,3817 0,0526 (0,64) 0,4115 -0,0094 -(0,10) 0,4688 Germany -0,0247 -(0,59) 0,2221 -0,0548 -(0,91) 0,3491 -0,0421 -(0,46) 0,5521 -0,0584 -(0,66) 0,4378 -0,0865 -(1,04) 0,2501 -0,0633 -(0,67) 0,2900 Finland 0,0199 (0,39) 0,0695 0,0077 (0,10) 0,1266 0,0496 (0,45) 0,1798 0,0876 (0,81) 0,1986 0,1182 (1,16) 0,2386 -0,0398 -(0,35) 0,2181 France -0,0216 -(0,54) 0,0263 -0,0365 -(0,63) 0,0667 -0,0294 -(0,34) 0,1342 -0,0434 -(0,51) 0,1967 -0,0572 -(0,72) 0,1608 -0,0217 -(0,24) 0,1493 Ireland 0,0187 (0,30) 0,0915 0,0121 (0,13) 0,1574 -0,0553 -(0,41) 0,1866 -0,0308 -(0,23) 0,1714 0,0287 (0,23) 0,1676 0,1797 (1,28) 0,1819 Italy 0,0082 (0,15) 0,2219 0,0838 (1,08) 0,1750 0,0548 (0,47) 0,1547 0,0064 (0,06) 0,1633 -0,0795 -(0,74) 0,1943 -0,0953 -(0,78) 0,2003 Netherlands -0,0145 -(0,35) 0,1193 -0,0263 -(0,44) 0,2050 -0,0201 -(0,22) 0,2640 -0,0371 -(0,42) 0,2437 -0,0731 -(0,89) 0,2909 -0,0521 -(0,56) 0,3202 Portugal 0,0107 (0,22) 0,0991 0,0521 (0,72) 0,1098 0,1188 (1,10) 0,1854 0,1198 (1,14) 0,2637 0,1040 (1,05) 0,2659 0,0714 (0,64) 0,2962 Spain -0,0058 -(0,14) 0,0570 -0,0322 -(0,52) 0,0551 -0,0668 -(0,72) 0,1367 -0,0430 -(0,48) 0,1164 0,0141 (0,17) 0,1004 0,0631 (0,66) 0,1907 Observations Used: 93 R² 0,2241 0,2749 0,2093 0,2252 0,2779 0,3506 Adj R² 0,0221 0,0862 0,0035 0,0235 0,0900 0,1816 RMSE 0,1325 0,1915 0,2881 0,2806 0,2630 0,2990

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Fix effects model on mortgage loans to households Pass-through of three months market rate variables: dependent impact multiplier 1 month multiplier 3 month multiplier 6 month multiplier 12 month multiplier long run multiplier parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat independent intercept -0,0421 -(1,34) -0,0022 -(0,05) -0,0441 -(0,98) -0,0151 -(0,31) -0,0163 -(0,29) -0,0047 -(0,07) macroeconomic variables growth -0,0365 -(1,26) -0,0104 -(0,28) 0,0347 (0,84) 0,0311 (0,69) -0,0199 -(0,38) -0,0277 -(0,45) inflation -0,0284 -(0,54) 0,0292 (0,44) -0,0329 -(0,44) -0,0511 -(0,63) -0,1020 -(1,08) -0,1892 -(1,68) money market rate volatility 0,0554 (1,31) 0,0647 (1,21) 0,1674 (2,78) 0,1352 (2,06) 0,0279 (0,37) -0,0217 -(0,24) competition variables direct finance competition 0,0166 (0,69) 0,0490 (1,60) 0,0686 (2,00) 0,0661 (1,77) 0,0582 (1,34) 0,0594 (1,15) bank external competition 1,4703 (3,09) 1,1965 (1,98) 1,0288 (1,51) 0,7063 (0,95) 0,1163 (0,14) -0,6054 -(0,59) bank concentration CR5 1,0353 (1,35) 0,6490 (0,66) 1,0798 (0,98) 0,1269 (0,11) -0,3174 -(0,23) -1,3602 -(0,82) banking health variables bank net interest margin -0,3659 -(1,31) -0,2738 -(0,77) -0,5503 -(1,38) -0,4325 -(0,99) -0,4817 -(0,96) -0,2225 -(0,37) bank return on assets 0,2393 (1,63) 0,2009 (1,08) 0,2341 (1,12) 0,2179 (0,96) 0,2131 (0,81) 0,3913 (1,25) dummies for structural breaks harmonization: 2003 -0,3809 -(6,37) -0,4214 -(5,55) -0,2644 -(3,10) -0,3165 -(3,40) -0,3221 -(2,99) -0,3941 -(3,07) interest rate convergence: 1998 -0,0375 -(0,74) -0,0894 -(1,39) -0,0721 -(1,00) -0,1366 -(1,74) -0,1718 -(1,89) -0,1621 -(1,50) dummies for countries RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE Austria 0,0346 (0,64) 0,0819 0,0113 (0,17) 0,0672 0,0125 (0,16) 0,0527 0,0139 (0,17) 0,0757 0,0216 (0,22) 0,1070 -0,0091 -(0,08) 0,2364 Belgium -0,0108 -(0,25) 0,1248 -0,0124 -(0,23) 0,1834 -0,0120 -(0,19) 0,2417 -0,0021 -(0,03) 0,2750 0,0023 (0,03) 0,3731 0,0006 (0,01) 0,4358 Germany -0,0047 -(0,11) 0,1560 -0,0638 -(1,15) 0,1904 -0,0745 -(1,20) 0,3019 -0,0781 -(1,15) 0,3031 -0,0683 -(0,87) 0,2757 -0,0641 -(0,69) 0,2842 Finland 0,0157 (0,29) 0,1542 0,0265 (0,39) 0,1777 0,0030 (0,04) 0,1531 0,0134 (0,16) 0,1168 0,0271 (0,28) 0,1179 -0,0070 -(0,06) 0,2741 France 0,0268 (0,64) 0,1209 -0,0184 -(0,35) 0,1274 -0,0080 -(0,13) 0,1640 -0,0230 -(0,35) 0,2114 -0,0134 -(0,18) 0,1956 -0,0029 -(0,03) 0,2177 Ireland -0,0984 -(1,52) 0,0736 0,0053 (0,06) 0,0747 -0,0228 -(0,25) 0,1384 -0,0236 -(0,23) 0,1753 -0,0011 -(0,01) 0,1781 0,0898 (0,65) 0,1959 Italy 0,0276 (0,49) 0,1866 0,0998 (1,40) 0,2803 0,1016 (1,27) 0,2727 0,0726 (0,83) 0,2404 0,0232 (0,23) 0,2376 -0,1015 -(0,84) 0,1708 Netherlands -0,0064 -(0,15) 0,1387 -0,0482 -(0,88) 0,1613 -0,0574 -(0,93) 0,1093 -0,0597 -(0,89) 0,1356 -0,0372 -(0,48) 0,2156 -0,0121 -(0,13) 0,2813 Portugal 0,0020 (0,04) 0,1160 0,0063 (0,10) 0,1904 0,0669 (0,90) 0,1577 0,0636 (0,79) 0,2274 0,0015 (0,02) 0,3031 0,0105 (0,09) 0,3064 Spain 0,0137 (0,31) 0,0912 -0,0064 -(0,11) 0,1039 -0,0093 -(0,15) 0,0663 0,0231 (0,33) 0,0798 0,0443 (0,55) 0,1409 0,0958 (1,00) 0,1939 Observations Used: 93 R² 0,4917 0,4614 0,3402 0,3201 0,2247 0,2390 Adj R² 0,3594 0,3212 0,1685 0,1431 0,0230 0,0409 RMSE 0,1381 0,1755 0,1972 0,2148 0,2486 0,2964

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Fix effects model on mortgage loans to households Cost of Funds Approach 120 months variables: dependent impact multiplier 1 month multiplier 3 month multiplier 6 month multiplier 12 month multiplier long run multiplier parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat independent intercept -0,0093 -(0,24) 0,0407 (1,00) 0,0568 (0,95) 0,0951 (1,30) 0,1253 (1,50) 0,1443 (1,60) macroeconomic variables growth -0,0480 -(1,38) -0,0742 -(1,99) -0,0985 -(1,80) -0,1080 -(1,61) -0,0982 -(1,28) -0,0625 -(0,75) inflation -0,1285 -(2,04) -0,1334 -(1,98) -0,1107 -(1,12) -0,0926 -(0,76) -0,0995 -(0,72) -0,1476 -(0,99) money market rate volatility 0,0299 (0,59) 0,0174 (0,32) 0,0473 (0,59) 0,0876 (0,90) 0,1408 (1,26) 0,2918 (2,42) competition variables direct finance competition 0,0636 (2,20) 0,0887 (2,86) 0,1206 (2,65) 0,1194 (2,14) 0,1129 (1,78) 0,1085 (1,58) bank external competition 0,0621 (0,11) 0,1484 (0,24) 0,6206 (0,69) 0,6557 (0,59) 0,2554 (0,20) -0,1664 -(0,12) bank concentration CR5 0,6784 (0,73) 0,3777 (0,38) 0,9933 (0,68) 1,0884 (0,61) 0,6775 (0,33) -0,6033 -(0,27) banking health variables bank net interest margin 0,1177 (0,35) 0,4900 (1,36) 0,5410 (1,02) 0,5661 (0,87) 0,4640 (0,63) 0,5796 (0,72) bank return on assets 0,0860 (0,49) 0,0521 (0,28) 0,0297 (0,11) 0,0699 (0,21) 0,2171 (0,56) 0,1843 (0,44) dummies for structural breaks harmonization: 2003 -0,2551 -(3,55) -0,5635 -(7,32) -0,7310 -(6,45) -0,8394 -(6,06) -0,8158 -(5,17) -0,6837 -(4,00) interest rate convergence: 1998 -0,1071 -(1,76) -0,1726 -(2,65) -0,3372 -(3,52) -0,4687 -(4,00) -0,5709 -(4,28) -0,5270 -(3,65) dummies for countries RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE Austria 0,0639 (0,99) 0,0969 0,0614 (0,89) 0,1465 0,0611 (0,60) 0,2314 0,0463 (0,37) 0,2775 0,0282 (0,20) 0,3170 0,0148 (0,10) 0,2443 Belgium -0,0378 -(0,73) 0,2618 -0,0478 -(0,86) 0,1969 -0,0736 -(0,90) 0,2542 -0,0879 -(0,88) 0,3327 -0,0911 -(0,80) 0,3449 -0,0479 -(0,39) 0,4519 Germany -0,0571 -(1,09) 0,1987 -0,1022 -(1,82) 0,2099 -0,0934 -(1,13) 0,2529 -0,0996 -(0,99) 0,2769 -0,1123 -(0,98) 0,2914 -0,1137 -(0,91) 0,3265 Finland -0,0335 -(0,52) 0,0902 -0,0206 -(0,30) 0,0925 -0,0191 -(0,19) 0,1205 -0,0178 -(0,14) 0,1740 -0,0376 -(0,27) 0,2388 -0,0414 -(0,27) 0,2882 France 0,0000 (0,00) 0,1233 -0,0161 -(0,30) 0,1942 -0,0314 -(0,40) 0,2832 -0,0511 -(0,53) 0,3177 -0,0622 -(0,56) 0,3244 -0,0297 -(0,25) 0,4372 Ireland 0,0289 (0,37) 0,2031 0,0928 (1,11) 0,2288 0,0826 (0,67) 0,4366 0,0822 (0,55) 0,4976 0,0970 (0,57) 0,5845 0,1106 (0,60) 0,4245 Italy 0,0344 (0,51) 0,1588 0,0595 (0,82) 0,1087 0,0970 (0,91) 0,2882 0,1278 (0,98) 0,3657 0,1293 (0,87) 0,4277 0,0579 (0,36) 0,4832 Netherlands -0,0348 -(0,67) 0,0964 -0,0981 -(1,77) 0,1471 -0,1150 -(1,41) 0,1593 -0,1223 -(1,22) 0,1808 -0,1130 -(0,99) 0,2115 -0,0931 -(0,75) 0,2205 Portugal -0,0047 -(0,07) 0,1217 0,0132 (0,20) 0,1632 0,0235 (0,24) 0,2439 0,0454 (0,38) 0,3548 0,0648 (0,47) 0,4814 0,0552 (0,37) 0,5283 Spain 0,0406 (0,76) 0,0917 0,0580 (1,01) 0,1159 0,0683 (0,81) 0,1648 0,0770 (0,75) 0,2344 0,0969 (0,82) 0,2283 0,0873 (0,69) 0,2392 Observations Used: 93 R² 0,2533 0,5405 0,5027 0,4946 0,4625 0,4235 Adj R² 0,0589 0,4209 0,3733 0,3631 0,3226 0,2735 RMSE 0,1662 0,1778 0,2618 0,3202 0,3649 0,3953

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Fix effects model on consumer loans to households Pass-through of daily market rate variables: dependent impact multiplier 1 month multiplier 3 month multiplier 6 month multiplier 12 month multiplier long run multiplier parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat independent intercept -0,0189 -(0,18) -0,2433 -(1,86) -0,0091 -(0,07) 0,0462 (0,37) 0,0706 (0,53) -0,1017 -(0,64) macroeconomic variables growth -0,0087 -(0,15) 0,0369 (0,51) 0,1769 (2,31) 0,2149 (2,93) 0,1767 (2,28) 0,0212 (0,23) inflation -0,0189 -(0,17) -0,2017 -(1,43) -0,0694 -(0,46) -0,0235 -(0,16) -0,1017 -(0,67) -0,4244 -(2,36) money market rate volatility 0,0579 (0,69) 0,1541 (1,44) 0,1729 (1,52) 0,1314 (1,21) 0,1334 (1,16) -0,0999 -(0,73) competition variables direct finance competition -0,0823 -(1,31) -0,1104 -(1,38) -0,0102 -(0,13) -0,0282 -(0,36) -0,0437 -(0,53) 0,0056 (0,06) bank external competition 6,4638 (1,57) 20,9672 (3,99) 7,8827 (1,72) 6,7747 (1,54) 6,0732 (1,31) 10,9415 (1,99) bank concentration CR5 -1,2108 -(0,78) -3,3948 -(1,70) -3,2832 -(1,67) -4,5670 -(2,42) -4,6262 -(2,33) -3,1418 -(1,33) banking health variables bank net interest margin 0,0112 (0,02) -0,2523 -(0,35) 0,2918 (0,39) 0,5191 (0,72) 0,7994 (1,06) 0,7317 (0,81) bank return on assets 0,3099 (1,10) 0,9893 (2,76) 0,3843 (1,08) 0,2534 (0,74) 0,3078 (0,85) 0,6041 (1,41) dummies for structural breaks harmonization: 2003 0,2416 (1,76) 0,2930 (1,67) 0,0259 (0,15) 0,1804 (1,12) 0,2120 (1,25) -0,0737 -(0,37) interest rate convergence: 1998 0,0103 (0,11) -0,0246 -(0,21) -0,1250 -(1,00) -0,1300 -(1,08) -0,1352 -(1,06) -0,1253 -(0,83) dummies for countries RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE Austria -0,0510 -(0,60) 0,1511 -0,1222 -(1,12) 0,1238 -0,0813 -(0,72) 0,1654 -0,1307 -(1,21) 0,1665 -0,1564 -(1,38) (0,18) -0,1659 -(1,23) 0,3871 Belgium -0,1066 -(1,06) 0,1975 -0,2769 -(2,16) 0,3729 -0,0772 -(0,58) 0,3212 -0,0492 -(0,38) 0,0622 -0,0326 -(0,24) (0,06) 0,0017 (0,01) 0,1197 Germany -0,0417 -(0,57) 0,1112 0,0395 (0,42) 0,1455 -0,0414 -(0,42) 0,1633 -0,0629 -(0,67) 0,1688 -0,0852 -(0,86) (0,23) -0,0576 -(0,49) 0,3280 Finland -0,0032 -(0,04) 0,1280 -0,0127 -(0,12) 0,2157 -0,0459 -(0,40) 0,2135 -0,0450 -(0,41) 0,2220 -0,0720 -(0,62) (0,25) -0,1265 -(0,92) 0,3403 France 0,0473 (0,70) 0,0868 0,1565 (1,81) 0,1685 0,0606 (0,66) 0,2583 0,0216 (0,25) 0,2480 0,0482 (0,52) (0,29) 0,1032 (0,94) 0,2720 Portugal 0,0736 (0,87) 0,4161 0,0681 (0,63) 0,4665 0,1875 (1,63) 0,5081 0,2320 (2,11) 0,5408 0,2383 (2,05) (0,49) 0,1155 (0,84) 0,4252 Spain 0,0816 (1,11) 0,1899 0,1477 (1,57) 0,1996 -0,0023 -(0,02) 0,1634 0,0341 (0,37) 0,1247 0,0598 (0,62) (0,17) 0,1295 (1,12) 0,2368 Observations Used: 62 R² 0,1708 0,3876 0,2741 0,3333 0,3221 0,2823 Adj R² -0,1307 0,1649 0,0160 0,0963 0,0811 0,0271 RMSE 0,21301 0,2721 0,2889 0,2772 0,2923 0,3472

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Fix effects model on consumer loans to households Pass-through of three months market rate variables: dependent impact multiplier 1 month multiplier 3 month multiplier 6 month multiplier 12 month multiplier long run multiplier parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat independent intercept -0,3662 -(2,58) 0,1722 (1,13) 0,0385 (0,41) 0,0120 (0,15) 0,0206 (0,24) 0,0189 (0,19) macroeconomic variables growth -0,2235 -(2,16) -0,0491 -(0,44) -0,0679 -(1,00) 0,0224 (0,39) 0,0312 (0,50) -0,0638 -(0,87) inflation -0,6348 -(3,42) -0,0913 -(0,46) -0,1881 -(1,54) -0,1940 -(1,88) -0,2444 -(2,19) -0,4690 -(3,56) money market rate volatility 0,0171 (0,11) 0,2599 (1,55) 0,0840 (0,82) 0,0539 (0,62) 0,0761 (0,81) -0,0414 -(0,37) competition variables direct finance competition 0,0375 (0,34) -0,1054 -(0,89) -0,0421 -(0,58) -0,0064 -(0,11) -0,0123 -(0,19) -0,0046 -(0,06) bank external competition 14,7661 (3,32) -2,0220 -(0,42) 1,7017 (0,58) 3,0515 (1,24) 2,5470 (0,95) 2,0708 (0,65) bank concentration CR5 0,8773 (0,33) 0,1924 (0,07) 0,1392 (0,08) -1,5236 -(1,02) -1,7284 -(1,07) -2,0929 -(1,09) banking health variables bank net interest margin -0,7115 -(0,73) 0,9406 (0,89) 0,4290 (0,67) 0,3347 (0,62) 0,4121 (0,70) 0,6466 (0,93) bank return on assets 0,7043 (1,50) 0,6028 (1,19) 0,2371 (0,77) 0,3056 (1,17) 0,4115 (1,46) 0,5719 (1,71) dummies for structural breaks harmonization: 2003 -0,0210 -(0,09) 0,1636 (0,66) 0,0123 (0,08) 0,0804 (0,63) 0,1113 (0,80) -0,0316 -(0,19) interest rate convergence: 1998 0,0053 (0,03) -0,1792 -(0,96) -0,1622 -(1,42) -0,1662 -(1,73) -0,1669 -(1,60) -0,1301 -(1,06) dummies for countries RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE Austria 0,0605 (0,39) 0,1590 0,0912 (0,55) 0,1592 0,0337 (0,33) 0,0870 -0,0142 -(0,17) 0,1287 -0,0494 -(0,53) 0,1710 -0,1053 -(0,96) 0,3035 Belgium -0,1529 -(0,85) 0,2534 -0,1847 -(0,95) 0,3735 -0,1152 -(0,97) 0,2479 -0,0587 -(0,58) 0,1208 -0,0279 -(0,26) 0,1124 0,0770 (0,60) 0,1974 Germany 0,0365 (0,28) 0,2381 -0,1123 -(0,79) 0,1639 -0,0837 -(0,96) 0,1580 -0,0685 -(0,93) 0,1505 -0,0719 -(0,90) 0,1781 -0,0868 -(0,92) 0,2798 Finland 0,0990 (0,63) 0,3541 -0,1055 -(0,62) 0,6461 -0,0144 -(0,14) 0,2268 -0,0386 -(0,44) 0,1814 -0,0748 -(0,79) 0,1714 -0,1240 -(1,10) 0,2361 France 0,1295 (1,04) 0,1202 0,0684 (0,51) 0,2331 0,0888 (1,08) 0,2359 0,0471 (0,68) 0,2220 0,0550 (0,73) 0,2876 0,0697 (0,78) 0,2723 Portugal -0,2502 -(1,58) 0,5772 0,1672 (0,98) 0,5458 0,0498 (0,48) 0,4164 0,0787 (0,90) 0,3522 0,0979 (1,03) 0,3385 0,0432 (0,38) 0,3131 Spain 0,0776 (0,59) 0,5112 0,0756 (0,53) 0,2627 0,0411 (0,47) 0,1851 0,0542 (0,74) 0,1394 0,0710 (0,89) 0,1410 0,1261 (1,34) 0,1755 Observations Used: 63 R² 0,4187 0,1605 0,2025 0,2847 0,3037 0,3395 Adj R² 0,2164 -0,1315 -0,0749 0,0359 0,0615 0,1097 RMSE 0,3982 0,4285 0,2621 0,2213 0,2394 0,2833

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Fix effects model on consumer loans to households Cost of Funds Approach 12 months variables: dependent impact multiplier 1 month multiplier 3 month multiplier 6 month multiplier 12 month multiplier long run multiplier parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat independent intercept -0,0507 -(1,78) 0,0363 (0,75) 0,0294 (0,47) 0,0339 (0,48) 0,0547 (0,72) 0,0223 (0,18) macroeconomic variables growth 0,0057 (0,28) -0,0117 -(0,34) 0,0566 (1,28) 0,0317 (0,63) 0,0034 (0,06) -0,1466 -(1,64) inflation -0,0746 -(1,95) -0,0702 -(1,07) -0,0358 -(0,43) -0,1038 -(1,10) -0,2074 -(2,04) -0,4517 -(2,67) money market rate volatility -0,0238 -(0,71) -0,0036 -(0,06) 0,1035 (1,41) 0,1218 (1,47) 0,1496 (1,68) -0,2381 -(1,60) competition variables direct finance competition 0,0257 (1,17) 0,0471 (1,25) 0,0551 (1,15) 0,0628 (1,16) 0,0682 (1,17) 0,0121 (0,12) bank external competition 4,1383 (4,71) 1,4755 (0,98) 1,1883 (0,62) 1,3758 (0,63) 1,2044 (0,52) 2,9216 (0,75) bank concentration CR5 -0,7872 -(1,50) -0,3827 -(0,43) -0,6425 -(0,56) -0,9029 -(0,69) -1,4744 -(1,06) -3,3536 -(1,44) banking health variables bank net interest margin -0,0192 -(0,09) 0,3401 (0,94) 0,0441 (0,10) 0,1345 (0,26) 0,4050 (0,72) 0,7618 (0,81) bank return on assets 0,1587 (1,62) 0,0692 (0,41) 0,1785 (0,83) 0,2101 (0,87) 0,3062 (1,17) 0,2123 (0,49) dummies for structural breaks harmonization: 2003 -0,2762 -(6,06) -0,4698 -(6,03) -0,4194 -(4,21) -0,4869 -(4,32) -0,5060 -(4,18) -1,0351 -(5,13) interest rate convergence: 1998 -0,1071 -(3,10) -0,1624 -(2,75) -0,1818 -(2,41) -0,1902 -(2,22) -0,1969 -(2,14) -0,0348 -(0,23) dummies for countries RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE Austria 0,0148 (0,48) 0,0771 0,0263 (0,50) 0,1478 0,0049 (0,07) 0,0705 0,0001 (0,00) 0,0584 -0,0030 -(0,04) 0,0896 0,0188 (0,14) 0,2065 Belgium -0,0090 -(0,32) 0,0892 0,0133 (0,27) 0,1502 0,0204 (0,33) 0,2078 0,0364 (0,52) 0,2243 0,0593 (0,78) 0,2221 0,0474 (0,38) 0,3040 Germany -0,0257 -(0,99) 0,0753 -0,0457 -(1,03) 0,1261 -0,0496 -(0,87) 0,1900 -0,0653 -(1,02) 0,2087 -0,0807 -(1,17) 0,2142 -0,1031 -(0,90) 0,2516 Finland 0,0192 (0,58) 0,0573 -0,0083 -(0,15) 0,0967 -0,0274 -(0,38) 0,0608 -0,0199 -(0,24) 0,0775 -0,0375 -(0,43) 0,0853 0,0149 (0,10) 0,2198 France 0,0086 (0,35) 0,0482 -0,0224 -(0,53) 0,1026 -0,0451 -(0,84) 0,1089 -0,0581 -(0,95) 0,1263 -0,0632 -(0,96) 0,1338 -0,0127 -(0,12) 0,5266 Portugal -0,0210 -(0,66) 0,1000 0,0108 (0,20) 0,1585 0,0841 (1,21) 0,2535 0,0795 (1,01) 0,3114 0,0639 (0,75) 0,3650 -0,0592 -(0,42) 0,3491 Spain 0,0132 (0,47) 0,0615 0,0260 (0,54) 0,0927 0,0127 (0,21) 0,1324 0,0272 (0,39) 0,1270 0,0612 (0,82) 0,1016 0,0939 (0,76) 0,1523 Observations Used: 63 R² 0,6002 0,5722 0,4847 0,4834 0,4896 0,5086 Adj R² 0,4612 0,4235 0,3055 0,3037 0,3121 0,3377 RMSE 0,0798 0,1362 0,1743 0,1972 0,2119 0,3528

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Fix effects model on short-term loans to enterprises Pass-through of daily market rate variables: dependent impact multiplier 1 month multiplier 3 month multiplier 6 month multiplier 12 month multiplier long run multiplier parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat independent intercept 0,0023 (0,08) 0,0571 (1,60) 0,0727 (1,79) 0,0969 (2,39) 0,0879 (1,98) 0,0114 (0,28) macroeconomic variables growth 0,0463 (1,69) 0,0877 (2,44) 0,1078 (2,63) 0,1401 (3,43) 0,1360 (3,03) 0,0860 (2,06) inflation -0,0160 -(0,40) 0,0208 (0,40) -0,0143 -(0,24) -0,0266 -(0,45) -0,0671 -(1,03) -0,1433 -(2,36) money market rate volatility 0,0459 (2,18) 0,0636 (2,30) 0,1155 (3,66) 0,1472 (4,68) 0,1431 (4,14) 0,1168 (3,64) competition variables direct finance competition 0,0947 (4,10) 0,0515 (1,70) 0,0361 (1,04) 0,0389 (1,13) 0,0459 (1,21) 0,0537 (1,53) bank external competition -0,1026 -(0,21) -0,2396 -(0,38) 1,0170 (1,42) 1,3589 (1,90) 1,2437 (1,60) 0,4601 (0,63) bank concentration CR5 -0,3848 -(0,39) -0,2574 -(0,20) -2,6103 -(1,75) -4,6292 -(3,12) -5,3886 -(3,30) -1,6818 -(1,11) banking health variables bank net interest margin 0,0920 (0,31) 0,4444 (1,16) 0,6039 (1,38) 0,9735 (2,23) 0,9244 (1,93) 0,1346 (0,30) bank return on assets -0,3151 -(1,00) -0,4700 -(1,13) -0,5170 -(1,09) -0,8936 -(1,89) -0,9677 -(1,86) -0,0889 -(0,18) dummies for structural breaks harmonization: 2003 -0,0207 -(0,39) -0,0256 -(0,37) -0,1214 -(1,54) -0,1172 -(1,50) -0,1345 -(1,56) -0,1478 -(1,85) interest rate convergence: 1998 0,0273 (0,58) 0,0705 (1,15) 0,0365 (0,52) 0,0174 (0,25) 0,0270 (0,35) -0,0087 -(0,12) dummies for countries RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE Austria 0,0069 (0,13) 0,1653 0,0338 (0,47) 0,1693 -0,0023 -(0,03) 0,2087 -0,0157 -(0,19) 0,2073 -0,0324 -(0,36) 0,1722 -0,0035 -(0,04) 0,3902 Belgium 0,0212 (0,53) 0,1707 -0,0047 -(0,09) 0,1745 0,0524 (0,87) 0,2259 0,1036 (1,73) 0,1827 0,1295 (1,97) 0,1746 0,0511 (0,84) 0,1835 Germany -0,0305 -(0,73) 0,0985 -0,0671 -(1,22) 0,1283 -0,0576 -(0,92) 0,1992 -0,0699 -(1,12) 0,2106 -0,0747 -(1,09) 0,2293 -0,0549 -(0,86) 0,2806 France -0,0377 -(0,89) 0,1102 -0,0034 -(0,06) 0,2328 -0,0223 -(0,35) 0,2986 -0,0453 -(0,72) 0,1764 -0,0296 -(0,43) 0,1894 -0,0251 -(0,39) 0,1844 Greece 0,0445 (0,52) 0,1136 -0,0116 -(0,10) 0,1324 -0,0565 -(0,44) 0,1608 -0,1582 -(1,24) 0,2398 -0,1945 -(1,38) 0,2744 -0,0393 -(0,30) 0,1992 Ireland 0,0267 (0,41) 0,0933 0,0561 (0,66) 0,1248 0,0291 (0,30) 0,0971 0,0448 (0,46) 0,1081 0,0457 (0,43) 0,1296 0,0807 (0,82) 0,1489 Italy 0,0159 (0,49) 0,0784 0,0182 (0,43) 0,1199 -0,0306 -(0,63) 0,1239 -0,0493 -(1,02) 0,1441 -0,0531 -(1,00) 0,1634 -0,0334 -(0,68) 0,1707 Netherlands -0,0315 -(0,75) 0,1094 -0,0548 -(1,00) 0,1628 -0,0906 -(1,45) 0,1120 -0,0964 -(1,55) 0,0935 -0,0868 -(1,27) 0,0878 -0,0556 -(0,87) 0,0819 Portugal 0,0678 (1,42) 0,1737 0,1114 (1,78) 0,2567 0,1951 (2,73) 0,2951 0,2642 (3,72) 0,3528 0,2641 (3,38) 0,4133 0,0883 (1,22) 0,2633 Spain -0,0832 -(1,82) 0,1664 -0,0779 -(1,30) 0,1885 -0,0167 -(0,24) 0,1143 0,0223 (0,33) 0,0960 0,0319 (0,42) 0,0914 -0,0084 -(0,12) 0,1075 Observations Used: 126 R² 0,2501 0,1850 0,2114 0,3015 0,2861 0,2646 Adj R² 0,1157 0,0389 0,0700 0,1763 0,1582 0,1327 RMSE 0,1408 0,1852 0,2112 0,2102 0,2311 0,2146

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Fix effects model on short-term loans to entreprises Pass-through of three months market rate variables: dependent impact multiplier 1 month multiplier 3 month multiplier 6 month multiplier 12 month multiplier long run multiplier parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat independent intercept 0,0007 (0,02) 0,0158 (0,48) 0,0277 (0,85) 0,0277 (0,78) 0,0092 (0,25) -0,0251 -(0,65) macroeconomic variables growth -0,0672 -(1,52) -0,0150 -(0,45) 0,0196 (0,60) 0,0450 (1,26) 0,0497 (1,34) 0,0173 (0,45) inflation 0,0120 (0,19) -0,0653 -(1,36) -0,0657 -(1,38) -0,1055 -(2,03) -0,1352 -(2,50) -0,1464 -(2,59) money market rate volatility 0,0229 (0,67) 0,0583 (2,29) 0,0912 (3,61) 0,1200 (4,36) 0,1185 (4,14) 0,0989 (3,31) competition variables direct finance competition -0,0409 -(1,10) 0,0869 (3,11) 0,0460 (1,66) 0,0613 (2,03) 0,0735 (2,34) 0,0552 (1,68) bank external competition 1,8361 (2,38) -0,5999 -(1,04) 0,8409 (1,47) 0,8418 (1,35) 0,6146 (0,95) 0,2508 (0,37) bank concentration CR5 -2,1250 -(1,33) -0,3793 -(0,31) -1,6369 -(1,37) -2,2951 -(1,77) -2,0492 -(1,52) 0,1220 (0,09) banking health variables bank net interest margin -0,0464 -(0,10) 0,2526 (0,71) 0,4227 (1,21) 0,5161 (1,35) 0,2788 (0,70) -0,1001 -(0,24) bank return on assets -0,8673 -(1,70) -0,3162 -(0,83) -0,4744 -(1,25) -0,5116 -(1,24) -0,2110 -(0,49) 0,5990 (1,33) dummies for structural breaks harmonization: 2003 -0,3865 -(4,57) 0,0320 (0,50) -0,1017 -(1,62) -0,1058 -(1,54) -0,0960 -(1,35) -0,1917 -(2,57) interest rate convergence: 1998 0,0485 (0,64) 0,0672 (1,19) 0,0412 (0,74) 0,0319 (0,52) 0,0063 (0,10) -0,0260 -(0,39) dummies for countries RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE Austria 0,0274 (0,31) 0,1721 0,0429 (0,65) 0,0752 0,0400 (0,61) 0,1001 0,0260 (0,37) 0,0957 0,0006 (0,01) 0,1101 -0,0787 -(1,02) 0,2172 Belgium 0,0267 (0,41) 0,3443 0,0224 (0,46) 0,1823 0,0527 (1,10) 0,1622 0,0738 (1,41) 0,1589 0,0661 (1,22) 0,1415 -0,0322 -(0,57) 0,1567 Germany 0,0082 (0,12) 0,1760 -0,0572 -(1,13) 0,1387 -0,0456 -(0,91) 0,1996 -0,0518 -(0,95) 0,2277 -0,0470 -(0,83) 0,2526 0,0151 (0,25) 0,2981 France 0,0571 (0,84) 0,1004 0,0000 (0,00) 0,1512 0,0003 (0,01) 0,2655 -0,0192 -(0,35) 0,2750 -0,0114 -(0,20) 0,2599 0,0073 (0,12) 0,2522 Greece 0,0450 (0,33) 0,1004 0,0098 (0,09) 0,1081 -0,0457 -(0,44) 0,1898 -0,0802 -(0,72) 0,2406 -0,0402 -(0,35) 0,2526 0,0801 (0,66) 0,1884 Ireland -0,1722 -(1,65) 0,1202 0,0356 (0,45) 0,1533 -0,0083 -(0,11) 0,0167 0,0172 (0,20) 0,0987 0,0267 (0,30) 0,1421 0,0400 (0,43) 0,1642 Italy 0,0014 (0,03) 0,1232 -0,0280 -(0,71) 0,0896 -0,0379 -(0,97) 0,0823 -0,0463 -(1,09) 0,0714 -0,0428 -(0,97) 0,0949 -0,0224 -(0,49) 0,1210 Netherlands -0,0338 -(0,50) 0,1652 -0,0442 -(0,87) 0,1694 -0,0715 -(1,43) 0,1365 -0,0718 -(1,32) 0,1020 -0,0617 -(1,09) 0,0951 -0,0310 -(0,52) 0,1088 Portugal 0,0726 (0,95) 0,3099 0,0409 (0,71) 0,2101 0,1019 (1,79) 0,2035 0,1208 (1,94) 0,2490 0,0877 (1,36) 0,2711 0,0064 (0,09) 0,2610 Spain -0,0324 -(0,44) 0,1439 -0,0221 -(0,40) 0,2407 0,0141 (0,26) 0,0873 0,0315 (0,53) 0,0811 0,0221 (0,36) 0,0806 0,0154 (0,24) 0,0806 Observations Used: 126 R² 0,2697 0,1956 0,1921 0,2422 0,2510 0,2749 Adj R² 0,1388 0,0514 0,0473 0,1064 0,1167 0,1450 RMSE 0,2269 0,1704 0,1688 0,1838 0,1912 0,1999

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Fix effects model on short-term loans to enterprises Cost of Funds Approach 1 month variables: dependent impact multiplier 1 month multiplier 3 month multiplier 6 month multiplier 12 month multiplier long run multiplier parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat independent intercept 0,0296 (0,76) 0,0354 (0,86) 0,0678 (1,60) 0,0846 (1,82) 0,0738 (1,43) 0,0046 (0,08) macroeconomic variables growth 0,0967 (2,48) 0,0618 (1,50) 0,1233 (2,90) 0,1829 (3,90) 0,1749 (3,37) 0,0420 (0,75) inflation 0,1208 (2,01) 0,0226 (0,36) 0,0873 (1,33) 0,1034 (1,43) 0,0688 (0,86) -0,1220 -(1,42) money market rate volatility 0,0129 (0,43) 0,0373 (1,17) 0,0672 (2,05) 0,0957 (2,65) 0,0911 (2,28) 0,0349 (0,81) competition variables direct finance competition 0,1117 (3,51) 0,1269 (3,77) 0,0502 (1,44) 0,0405 (1,06) 0,0401 (0,94) 0,0381 (0,84) bank external competition 1,4012 (2,12) -0,5066 -(0,72) 1,2450 (1,72) 1,9204 (2,41) 1,7307 (1,96) 0,5380 (0,57) bank concentration CR5 -1,5579 -(1,13) -1,7247 -(1,18) -3,8402 -(2,55) -4,9016 -(2,96) -4,9925 -(2,71) -1,9905 -(1,01) banking health variables bank net interest margin 0,3074 (0,71) 0,2485 (0,54) 0,3729 (0,78) 0,7414 (1,42) 0,7734 (1,33) 0,2221 (0,36) bank return on assets -0,6156 -(1,39) -0,2640 -(0,56) 0,0170 (0,04) -0,5071 -(0,95) -0,5740 -(0,97) -0,0009 (0,00) dummies for structural breaks harmonization: 2003 -0,2271 -(3,14) -0,0010 -(0,01) 0,0321 (0,41) -0,0160 -(0,18) -0,0122 -(0,13) -0,1868 -(1,81) interest rate convergence: 1998 -0,0838 -(1,30) 0,0399 (0,59) -0,0242 -(0,34) -0,0024 -(0,03) 0,0166 (0,19) -0,0446 -(0,48) dummies for countries RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE Austria 0,0185 (0,25) 0,0778 0,0254 (0,32) 0,1412 0,0036 (0,04) 0,2401 -0,0149 -(0,17) 0,2470 -0,0337 -(0,34) 0,2644 -0,0805 -(0,76) 0,1873 Belgium 0,0585 (1,07) 0,2065 0,0928 (1,60) 0,2571 0,1153 (1,93) 0,2807 0,1357 (2,06) 0,2883 0,1427 (1,95) 0,3031 0,0532 (0,68) 0,1572 Germany -0,0056 -(0,09) 0,1249 -0,0566 -(0,90) 0,1149 -0,0148 -(0,23) 0,1856 -0,0145 -(0,20) 0,1995 -0,0137 -(0,17) 0,2079 0,0148 (0,17) 0,2835 France -0,0440 -(0,76) 0,1503 -0,0506 -(0,83) 0,1851 -0,0339 -(0,54) 0,1851 -0,0183 -(0,26) 0,1541 -0,0071 -(0,09) 0,2002 0,0272 (0,33) 0,6773 Greece 0,0019 (0,02) 0,0733 -0,0081 -(0,06) 0,0836 -0,0190 -(0,14) 0,1847 -0,1304 -(0,90) 0,2008 -0,1705 -(1,06) 0,3105 -0,1246 -(0,72) 0,0784 Ireland -0,0747 -(0,82) 0,0926 0,0074 (0,08) 0,0860 -0,0320 -(0,32) 0,0910 -0,0238 -(0,22) 0,1189 -0,0079 -(0,07) 0,1268 0,0516 (0,40) 0,1440 Italy 0,0089 (0,20) 0,0812 -0,0123 -(0,26) 0,0851 -0,0525 -(1,06) 0,1007 -0,0514 -(0,94) 0,1158 -0,0492 -(0,82) 0,1235 -0,0397 -(0,61) 0,1142 Netherlands -0,0516 -(0,90) 0,0939 -0,0579 -(0,95) 0,1896 -0,0870 -(1,39) 0,1636 -0,0924 -(1,34) 0,1504 -0,0813 -(1,06) 0,1250 -0,0343 -(0,42) 0,1065 Portugal 0,1208 (1,82) 0,2776 0,1135 (1,61) 0,2398 0,1974 (2,72) 0,2325 0,2586 (3,24) 0,3413 0,2526 (2,85) 0,3875 0,0887 (0,93) 0,2551 Spain -0,0326 -(0,49) 0,3457 -0,0536 -(0,76) 0,3058 -0,0771 -(1,06) 0,1917 -0,0486 -(0,61) 0,1371 -0,0319 -(0,36) 0,1337 0,0436 (0,46) 0,0999 Observations Used: 121 R² 0,2826 0,2476 0,2035 0,2317 0,1818 0,1083 Adj R² 0,1476 0,1061 0,0537 0,0871 0,0279 -0,0595 RMSE 0,1918 0,2029 0,2096 0,2308 0,2559 0,2745

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Fix effects model on medium and long-term loans to entreprises Pass-through of daily market rate variables: dependent impact multiplier 1 month multiplier 3 month multiplier 6 month multiplier 12 month multiplier long run multiplier parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat independent intercept 0,1590 (3,27) 0,1254 (2,36) 0,0653 (0,90) 0,0788 (1,14) 0,0898 (1,30) 0,0468 (0,75) macroeconomic variables growth 0,0622 (1,35) 0,1628 (3,22) 0,2601 (3,77) 0,2560 (3,90) 0,2145 (3,26) 0,1185 (2,01) inflation 0,0564 (0,96) 0,0940 (1,46) -0,0064 -(0,07) -0,0518 -(0,62) -0,0737 -(0,88) -0,1302 -(1,73) money market rate volatility 0,0730 (2,36) 0,0748 (2,21) 0,1172 (2,54) 0,1533 (3,49) 0,1415 (3,22) 0,0946 (2,39) competition variables direct finance competition -0,0280 -(0,45) 0,0520 (0,76) 0,1331 (1,42) 0,0993 (1,11) 0,0812 (0,91) 0,0252 (0,31) bank external competition -0,3240 -(0,48) 0,3433 (0,47) 1,5994 (1,60) 0,7828 (0,82) 0,5728 (0,60) -0,1083 -(0,13) bank concentration CR5 -2,8257 -(2,66) -1,9119 -(1,64) -4,0636 -(2,56) -3,9090 -(2,58) -3,7054 -(2,45) -1,9149 -(1,41) banking health variables bank net interest margin 0,6942 (1,79) 0,8789 (2,07) 0,5631 (0,97) 0,7183 (1,30) 0,7986 (1,45) 0,2460 (0,50) bank return on assets 0,1870 (0,96) -0,0975 -(0,46) 0,1466 (0,50) 0,1000 (0,36) 0,0538 (0,19) 0,2022 (0,81) dummies for structural breaks harmonization: 2003 -0,1357 -(1,54) -0,1677 -(1,73) 0,0274 (0,21) 0,1659 (1,32) 0,1008 (0,80) 0,0150 (0,13) interest rate convergence: 1998 0,0324 (0,43) 0,1149 (1,40) 0,0248 (0,22) 0,0445 (0,42) 0,0201 (0,19) -0,0223 -(0,23) dummies for countries RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE Belgium 0,0002 (0,00) 0,1533 0,0024 (0,04) 0,2942 0,0703 (0,76) 0,4545 0,0632 (0,71) 0,3402 0,0616 (0,70) 0,2569 0,0082 (0,10) 0,3472 Germany 0,0529 (0,57) 0,1388 0,0297 (0,29) 0,0664 0,0507 (0,36) 0,2474 0,0042 (0,03) 0,2989 -0,0086 -(0,06) 0,0814 0,0205 (0,17) 0,0928 Finland -0,0609 -(0,83) 0,1832 -0,0426 -(0,53) 0,2108 -0,0725 -(0,66) 0,1881 -0,0763 -(0,73) 0,2025 -0,0549 -(0,53) 0,2432 -0,0681 -(0,73) 0,1415 France -0,0558 -(0,92) 0,0506 -0,0604 -(0,91) 0,1175 -0,1124 -(1,24) 0,1642 -0,0993 -(1,15) 0,1860 -0,0696 -(0,80) 0,3101 -0,0177 -(0,23) 0,2793 Greece -0,0435 -(0,39) 0,1512 -0,0789 -(0,65) 0,1317 -0,1137 -(0,69) 0,1914 -0,1329 -(0,84) 0,2397 -0,1616 -(1,02) 0,2662 -0,0825 -(0,58) 0,2575 Ireland 0,0530 (0,58) 0,1406 0,0695 (0,70) 0,1470 0,0782 (0,58) 0,2026 0,1368 (1,06) 0,2083 0,1465 (1,13) 0,2006 0,1468 (1,26) 0,1972 Italy -0,0892 -(1,17) 0,1634 -0,0779 -(0,93) 0,1542 -0,1252 -(1,10) 0,1516 -0,1334 -(1,23) 0,1327 -0,1303 -(1,20) 0,1354 -0,0951 -(0,97) 0,1464 Portugal 0,1328 (1,74) 0,3904 0,1634 (1,95) 0,3136 0,2148 (1,88) 0,4464 0,2150 (1,98) 0,4542 0,1836 (1,69) 0,4310 0,0871 (0,89) 0,2475 Spain 0,0106 (0,16) 0,0864 -0,0053 -(0,07) 0,1188 0,0097 (0,10) 0,0763 0,0227 (0,24) 0,0947 0,0331 (0,36) 0,0952 0,0009 (0,01) 0,1190 Observations Used: 78 R² 0,3860 0,3903 0,2852 0,3465 0,3030 0,2484 Adj R² 0,1987 0,2043 0,0672 0,1471 0,0904 0,0190 RMSE 0,1945 0,2131 0,2906 0,2769 0,2769 0,2488

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Fix effects model on medium and long-term loans to enterprises Pass-through of three months market rate variables: dependent impact multiplier 1 month multiplier 3 month multiplier 6 month multiplier 12 month multiplier long run multiplier parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat independent intercept 0,1149 (3,27) 0,1765 (2,35) 0,0485 (1,01) 0,0360 (0,69) 0,0075 (0,14) -0,0051 -(0,08) macroeconomic variables growth -0,0925 -(2,77) -0,1145 -(1,60) 0,0588 (1,28) 0,1023 (2,07) 0,1015 (2,00) 0,0668 (1,12) inflation 0,0585 (1,37) -0,0620 -(0,68) -0,0945 -(1,62) -0,1130 -(1,79) -0,1235 -(1,91) -0,1254 -(1,65) money market rate volatility 0,0205 (0,92) 0,0564 (1,18) 0,0656 (2,14) 0,0868 (2,63) 0,0806 (2,38) 0,0532 (1,34) competition variables direct finance competition -0,2031 -(4,47) -0,1505 -(1,55) 0,0063 (0,10) 0,0270 (0,40) 0,0445 (0,65) 0,0231 (0,29) bank external competition 0,8472 (1,74) -2,9092 -(2,79) 0,6700 (1,00) 0,3422 (0,48) 0,2006 (0,27) -0,3915 -(0,45) bank concentration CR5 -0,4234 -(0,55) 0,7739 (0,47) -1,4919 -(1,41) -1,8568 -(1,63) -1,5506 -(1,33) -1,0433 -(0,76) banking health variables bank net interest margin 0,1212 (0,43) 0,6367 (1,06) 0,2640 (0,69) 0,3016 (0,73) 0,1551 (0,36) 0,0039 (0,01) bank return on assets 0,1405 (1,00) -0,0475 -(0,16) 0,2168 (1,12) 0,2361 (1,13) 0,2289 (1,07) 0,2853 (1,14) dummies for structural breaks harmonization: 2003 -0,3397 -(5,31) 0,0103 (0,08) 0,0278 (0,32) 0,1158 (1,22) 0,0854 (0,88) 0,0585 (0,51) interest rate convergence: 1998 0,0081 (0,15) -0,0309 -(0,27) -0,0537 -(0,72) -0,0350 -(0,44) -0,0131 -(0,16) -0,0191 -(0,20) dummies for countries RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE Belgium -0,0540 -(1,20) 0,1216 -0,0241 -(0,25) 0,2383 0,0621 (1,01) 0,2694 0,0613 (0,92) 0,2535 0,0444 (0,65) 0,2371 0,0013 (0,02) 0,3627 Germany 0,0511 (0,76) 0,0972 -0,0302 -(0,21) 0,0264 0,0355 (0,38) 0,0587 0,0208 (0,21) 0,0405 0,0248 (0,24) 0,0516 0,0440 (0,37) 0,0897 Finland 0,0125 (0,24) 0,1144 -0,0353 -(0,31) 0,1915 -0,0618 -(0,85) 0,0634 -0,0793 -(1,01) 0,0851 -0,0700 -(0,87) 0,1069 -0,0667 -(0,71) 0,2105 France 0,0926 (2,10) 0,1696 0,0468 (0,50) 0,1311 -0,0123 -(0,20) 0,1309 -0,0183 -(0,28) 0,1574 -0,0060 -(0,09) 0,1683 0,0181 (0,23) 0,1845 Greece 0,0428 (0,53) 0,1431 -0,0793 -(0,46) 0,2973 -0,1062 -(0,97) 0,2226 -0,1121 -(0,94) 0,2767 -0,0844 -(0,69) 0,3076 -0,0577 -(0,40) 0,2916 Ireland -0,0967 -(1,47) 0,0974 0,1199 (0,85) 0,0981 0,0462 (0,51) 0,1038 0,0792 (0,81) 0,1748 0,0694 (0,70) 0,2133 0,0692 (0,59) 0,2312 Italy -0,0370 -(0,67) 0,1152 -0,0028 -(0,02) 0,1912 -0,0463 -(0,61) 0,0769 -0,0586 -(0,72) 0,0784 -0,0616 -(0,74) 0,0807 -0,0736 -(0,75) 0,0961 Portugal 0,0188 (0,34) 0,1282 0,0096 (0,08) 0,6575 0,0616 (0,81) 0,3127 0,0728 (0,89) 0,3184 0,0479 (0,57) 0,2926 0,0275 (0,28) 0,2525 Spain -0,0303 -(0,64) 0,1315 -0,0045 -(0,04) 0,1601 0,0211 (0,33) 0,0867 0,0341 (0,49) 0,0704 0,0355 (0,50) 0,0778 0,0379 (0,45) 0,0951 Observations Used: 78 R² 0,6215 0,2013 0,2158 0,2652 0,2392 0,1482 Adj R² 0,506 -0,0423 -0,0235 0,0411 0,0071 -0,1117 RMSE 0,1408 0,3008 0,1930 0,2080 0,2135 0,2507

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Fix effects model on medium and long-term loans to entreprises Cost of Funds Approach 6 months variables: dependent impact multiplier 1 month multiplier 3 month multiplier 6 month multiplier 12 month multiplier long run multiplier parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat independent intercept 0,0950 (1,90) 0,1163 (1,69) 0,0808 (1,20) 0,0615 (0,89) 0,0396 (0,52) 0,0327 (0,40) macroeconomic variables growth 0,0392 (0,81) -0,0326 -(0,49) 0,0875 (1,35) 0,1068 (1,60) 0,1037 (1,42) -0,1044 -(1,33) inflation 0,0155 (0,22) -0,0182 -(0,19) -0,0431 -(0,45) -0,0468 -(0,48) -0,0539 -(0,50) -0,2214 -(1,93) money market rate volatility -0,0171 -(0,27) 0,0172 (0,20) 0,0637 (0,75) 0,0373 (0,43) -0,0168 -(0,18) -0,2654 -(2,59) competition variables direct finance competition -0,0318 -(0,50) -0,0926 -(1,07) 0,0014 (0,02) 0,0172 (0,20) 0,0183 (0,19) -0,1224 -(1,19) bank external competition -0,2558 -(0,37) -0,7417 -(0,78) 1,0565 (1,13) 1,1821 (1,23) 1,1726 (1,11) -0,7360 -(0,65) bank concentration CR5 -1,1432 -(1,02) -1,7587 -(1,14) -1,7892 -(1,18) -2,3486 -(1,51) -2,3081 -(1,35) -1,8294 -(1,00) banking health variables bank net interest margin 0,2396 (0,54) 0,2159 (0,36) 0,4045 (0,68) 0,3153 (0,52) 0,2857 (0,43) 0,1535 (0,21) bank return on assets -0,0371 -(0,18) 0,0005 (0,00) 0,0453 (0,16) 0,0792 (0,28) 0,0291 (0,09) -0,0219 -(0,07) dummies for structural breaks harmonization: 2003 -0,1501 -(1,56) -0,0478 -(0,36) -0,0711 -(0,55) -0,0785 -(0,59) -0,1113 -(0,76) -0,4013 -(2,58) interest rate convergence: 1998 -0,1948 -(2,61) 0,0180 (0,18) -0,1148 -(1,14) -0,1229 -(1,19) -0,1224 -(1,08) 0,0407 (0,34) dummies for countries RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE Belgium 0,0166 (0,26) 0,2234 0,0581 (0,68) 0,2831 0,0376 (0,45) 0,3722 0,0428 (0,50) 0,4189 0,0334 (0,35) 0,4607 0,0054 (0,05) 0,2501 Germany 0,0291 (0,31) 0,0631 0,0247 (0,19) 0,1347 0,0658 (0,53) 0,1431 0,0637 (0,50) 0,1296 0,0553 (0,39) 0,0879 0,0092 (0,06) 0,0469 Finland -0,0436 -(0,58) 0,1673 -0,0405 -(0,39) 0,1617 -0,0462 -(0,46) 0,0811 -0,0508 -(0,49) 0,0637 -0,0288 -(0,25) 0,0657 0,0280 (0,23) 0,1625 France -0,0212 -(0,35) 0,0768 0,0079 (0,09) 0,1440 -0,0278 -(0,34) 0,1218 -0,0239 -(0,28) 0,1726 -0,0066 -(0,07) 0,2633 0,0767 (0,77) 0,5423 Greece 0,0096 (0,08) 0,2560 -0,0132 -(0,08) 0,1555 -0,0831 -(0,53) 0,2944 -0,0774 -(0,48) 0,3336 -0,0886 -(0,50) 0,3612 -0,0857 -(0,45) 0,3413 Ireland 0,0086 (0,09) 0,1179 0,0069 (0,05) 0,0673 0,0178 (0,14) 0,1208 0,0141 (0,11) 0,1293 0,0257 (0,18) 0,1327 0,1014 (0,65) 0,1274 Italy -0,0103 -(0,13) 0,0853 -0,0427 -(0,40) 0,1298 -0,0243 -(0,23) 0,1420 -0,0400 -(0,37) 0,1555 -0,0457 -(0,39) 0,1663 -0,0989 -(0,79) 0,1595 Portugal 0,0479 (0,62) 0,3018 0,0428 (0,40) 0,5462 0,0788 (0,75) 0,4215 0,0854 (0,80) 0,3529 0,0666 (0,56) 0,3441 -0,0529 -(0,42) 0,2931 Spain -0,0366 -(0,54) 0,1047 -0,0439 -(0,47) 0,1436 -0,0186 -(0,20) 0,1333 -0,0139 -(0,15) 0,0815 -0,0113 -(0,11) 0,0675 0,0168 (0,15) 0,1009 Observations Used: 73 R² 0,2640 0,1215 0,1485 0,1589 0,1342 0,2656 Adj R² 0,0187 -0,1714 -0,1353 -0,1214 -0,1544 0,0208 RMSE 0,1935 0,2656 0,2606 0,2669 0,2933 0,3141

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Fix effects model on current account deposits Pass-through of daily market rate variables: dependent impact multiplier 1 month multiplier 3 month multiplier 6 month multiplier 12 month multiplier long run multiplier parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat independent intercept 0,0150 (0,88) 0,0295 (1,43) 0,0182 (0,99) 0,0075 (0,28) 0,0031 (0,10) -0,0030 -(0,09) macroeconomic variables growth 0,0086 (0,43) 0,0447 (1,86) 0,0111 (0,52) -0,0021 -(0,07) -0,0377 -(0,99) -0,0931 -(2,38) inflation 0,0093 (0,46) 0,0161 (0,67) -0,0126 -(0,59) -0,0383 -(1,23) -0,0643 -(1,69) -0,1099 -(2,80) money market rate volatility 0,0029 (0,34) 0,0079 (0,77) -0,0038 -(0,42) -0,0038 -(0,29) -0,0053 -(0,33) -0,0067 -(0,40) competition variables direct finance competition 0,0097 (0,42) 0,0429 (1,54) 0,0112 (0,45) -0,0124 -(0,34) -0,0372 -(0,85) -0,0454 -(1,00) bank external competition 0,1155 (0,16) -0,0301 -(0,03) 0,2669 (0,34) 0,7602 (0,67) 0,8904 (0,65) 0,2123 (0,15) bank concentration CR5 -0,0936 -(0,23) -0,7248 -(1,49) -0,2116 -(0,49) -0,3474 -(0,55) -0,0785 -(0,10) 0,7856 (0,99) banking health variables bank net interest margin 0,0762 (0,61) 0,2391 (1,60) 0,0773 (0,58) 0,1143 (0,59) 0,0663 (0,28) -0,1031 -(0,42) bank return on assets -0,0345 -(0,63) -0,0515 -(0,77) -0,0965 -(1,63) -0,1118 -(1,30) -0,1116 -(1,06) -0,0357 -(0,33) dummies for structural breaks harmonization: 2003 0,0000 . 0,0000 . 0,0000 . 0,0000 . 0,0000 . 0,0000 . interest rate convergence: 1998 -0,0053 -(0,21) -0,0340 -(1,14) -0,0260 -(0,98) 0,0109 (0,28) 0,0245 (0,52) 0,0313 (0,64) dummies for countries RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE Austria 0,0073 (0,31) 0,0284 0,0136 (0,48) 0,0326 -0,0005 -(0,02) 0,0249 -0,0092 -(0,25) 0,0311 -0,0261 -(0,58) 0,0399 -0,0374 -(0,81) 0,0517 Finland 0,0015 (0,07) 0,0510 0,0056 (0,22) 0,0600 0,0271 (1,19) 0,0416 0,0474 (1,43) 0,0888 0,0613 (1,52) 0,1105 0,0407 (0,98) 0,1241 Germany 0,0067 (0,20) 0,0482 -0,0176 -(0,44) 0,0843 -0,0194 -(0,54) 0,0812 -0,0527 -(1,01) 0,0950 -0,0563 -(0,89) 0,1074 -0,0127 -(0,19) 0,0941 Italy 0,0061 (0,38) 0,0572 0,0242 (1,24) 0,0583 0,0139 (0,80) 0,0577 0,0080 (0,32) 0,0856 0,0059 (0,19) 0,1063 0,0027 (0,08) 0,0921 Netherlands -0,0231 -(1,27) 0,0273 -0,0463 -(2,12) 0,0281 -0,0279 -(1,43) 0,0375 -0,0110 -(0,39) 0,0437 0,0041 (0,12) 0,0578 0,0183 (0,51) 0,0785 Spain 0,0015 (0,07) 0,0441 0,0206 (0,80) 0,0427 0,0068 (0,30) 0,0241 0,0175 (0,53) 0,0413 0,0111 (0,28) 0,0491 -0,0115 -(0,28) 0,0585 Observations Used: 53 R² 0,0766 0,2227 0,2321 0,1969 0,2174 0,3089 Adj R² -0,2636 -0,0637 -0,0509 -0,0989 -0,0709 0,0542 RMSE 0,0504 0,0608 0,0543 0,0789 0,0960 0,0992

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Fix effects model on current account deposits Pass-through of three months market rate variables: dependent impact multiplier 1 month multiplier 3 month multiplier 6 month multiplier 12 month multiplier long run multiplier parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat independent intercept -0,0056 -(0,29) 0,0196 (0,92) -0,0013 -(0,07) -0,0127 -(0,53) -0,0205 -(0,76) -0,0237 -(0,77) macroeconomic variables growth 0,0174 (0,76) 0,0328 (1,32) 0,0033 (0,14) -0,0218 -(0,79) -0,0550 -(1,75) -0,0985 -(2,74) inflation -0,0357 -(1,56) 0,0161 (0,65) -0,0245 -(1,03) -0,0472 -(1,70) -0,0744 -(2,36) -0,1137 -(3,16) money market rate volatility 0,0072 (0,73) -0,0033 -(0,31) -0,0066 -(0,65) -0,0096 -(0,81) -0,0118 -(0,88) -0,0143 -(0,93) competition variables direct finance competition 0,0291 (1,10) 0,0222 (0,77) -0,0062 -(0,22) -0,0254 -(0,79) -0,0443 -(1,22) -0,0682 -(1,64) bank external competition 0,1491 (0,18) 0,2999 (0,33) 1,2584 (1,46) 1,4749 (1,47) 1,3807 (1,21) 1,1965 (0,92) bank concentration CR5 -0,4492 -(0,97) -0,7218 -(1,44) -0,7157 -(1,49) -0,4896 -(0,87) -0,0789 -(0,12) 0,3059 (0,42) banking health variables bank net interest margin 0,1658 (1,16) 0,0805 (0,52) 0,0913 (0,62) -0,0646 -(0,37) -0,2306 -(1,17) -0,3330 -(1,48) bank return on assets 0,0086 (0,14) -0,0289 -(0,42) -0,0502 -(0,76) -0,0553 -(0,72) -0,0184 -(0,21) 0,0404 (0,41) dummies for structural breaks harmonization: 2003 0,0000 . 0,0000 . 0,0000 . 0,0000 . 0,0000 . 0,0000 . interest rate convergence: 1998 -0,0085 -(0,30) -0,0343 -(1,11) -0,0168 -(0,57) 0,0021 (0,06) 0,0075 (0,19) 0,0146 (0,33) dummies for countries RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE Austria 0,0451 (1,67) 0,0116 0,0063 (0,21) 0,0283 0,0080 (0,29) 0,0255 -0,0083 -(0,25) 0,0290 -0,0251 -(0,68) 0,0378 -0,0385 -(0,91) 0,0494 Finland -0,0085 -(0,35) 0,0748 0,0093 (0,35) 0,0591 0,0321 (1,27) 0,0503 0,0428 (1,45) 0,0813 0,0443 (1,33) 0,0898 0,0432 (1,13) 0,1206 Germany -0,0676 -(1,78) 0,0451 -0,0017 -(0,04) 0,0673 -0,0556 -(1,40) 0,0957 -0,0387 -(0,84) 0,0968 -0,0170 -(0,32) 0,1033 -0,0020 -(0,03) 0,0830 Italy 0,0044 (0,24) 0,0174 0,0062 (0,31) 0,0770 0,0011 (0,06) 0,0554 -0,0076 -(0,34) 0,0636 -0,0115 -(0,45) 0,0739 -0,0206 -(0,71) 0,0722 Netherlands -0,0093 -(0,45) 0,0190 -0,0311 -(1,37) 0,0295 -0,0143 -(0,66) 0,0248 -0,0008 -(0,03) 0,0304 0,0155 (0,54) 0,0479 0,0349 (1,06) 0,0799 Spain 0,0358 (1,48) 0,0785 0,0110 (0,41) 0,0506 0,0286 (1,13) 0,0402 0,0127 (0,43) 0,0399 -0,0062 -(0,18) 0,0449 -0,0169 -(0,44) 0,0490 Observations Used: 53 R² 0,1576 0,1491 0,2346 0,2739 0,3103 0,3962 Adj R² -0,1527 -0,1643 -0,0474 0,0063 0,0562 0,1737 RMSE 0,0577 0,0630 0,0601 0,0703 0,0796 0,0910

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Fix effects model on current account deposits Cost of Funds Approach 1 month variables: dependent impact multiplier 1 month multiplier 3 month multiplier 6 month multiplier 12 month multiplier long run multiplier parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat independent intercept 0,0229 (1,48) 0,0173 (0,81) 0,0069 (0,28) 0,0052 (0,20) 0,0038 (0,15) 0,0020 (0,06) macroeconomic variables growth 0,0206 (1,04) 0,0381 (1,39) 0,0441 (1,40) 0,0099 (0,30) -0,0345 -(1,05) -0,0731 -(1,74) inflation 0,0048 (0,23) -0,0168 -(0,60) -0,0442 -(1,37) -0,0766 -(2,27) -0,1075 -(3,21) -0,1595 -(3,72) money market rate volatility -0,0016 -(0,20) -0,0120 -(1,12) -0,0062 -(0,50) -0,0043 -(0,33) -0,0035 -(0,27) -0,0043 -(0,26) competition variables direct finance competition 0,0472 (1,97) 0,0344 (1,04) 0,0511 (1,35) 0,0294 (0,74) 0,0108 (0,27) 0,0040 (0,08) bank external competition -0,9641 -(1,34) -0,3159 -(0,32) -0,0812 -(0,07) -0,3237 -(0,27) -0,6243 -(0,53) -0,9459 -(0,62) bank concentration CR5 -0,1313 -(0,35) -0,8180 -(1,56) -0,9834 -(1,64) -0,6690 -(1,06) -0,1043 -(0,17) 0,2186 (0,27) banking health variables bank net interest margin 0,0399 (0,33) -0,0242 -(0,14) 0,1563 (0,81) 0,0502 (0,25) -0,0905 -(0,45) -0,1428 -(0,55) bank return on assets -0,0659 -(1,35) -0,0189 -(0,28) -0,0656 -(0,85) -0,0714 -(0,88) -0,0392 -(0,49) 0,0366 (0,36) dummies for structural breaks harmonization: 2003 0,0000 . 0,0000 . 0,0000 . 0,0000 . 0,0000 . 0,0000 . interest rate convergence: 1998 -0,0085 -(0,39) -0,0195 -(0,65) 0,0045 (0,13) 0,0325 (0,90) 0,0264 (0,74) -0,0062 -(0,14) dummies for countries RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE Austria 0,0058 (0,26) 0,0211 0,0163 (0,53) 0,0293 0,0271 (0,77) 0,0264 0,0124 (0,33) 0,0285 -0,0025 -(0,07) 0,0267 -0,0017 -(0,04) 0,0450 Finland 0,0047 (0,24) 0,0483 0,0053 (0,19) 0,0513 0,0096 (0,31) 0,0944 0,0180 (0,54) 0,0891 0,0168 (0,51) 0,0875 0,0067 (0,16) 0,1319 Germany 0,0129 (0,43) 0,0173 -0,0012 -(0,03) 0,0481 -0,0332 -(0,70) 0,0962 -0,0216 -(0,43) 0,1074 0,0036 (0,07) 0,0973 0,0049 (0,08) 0,0730 Italy 0,0161 (1,10) 0,0434 0,0040 (0,20) 0,0627 0,0031 (0,14) 0,0445 -0,0061 -(0,25) 0,0608 -0,0120 -(0,50) 0,0657 -0,0145 -(0,47) 0,0624 Netherlands -0,0346 -(2,12) 0,0221 -0,0278 -(1,24) 0,0286 -0,0324 -(1,25) 0,0333 -0,0171 -(0,63) 0,0269 -0,0037 -(0,14) 0,0341 0,0103 (0,30) 0,0761 Spain -0,0048 -(0,25) 0,0544 0,0034 (0,13) 0,0798 0,0257 (0,85) 0,0360 0,0145 (0,46) 0,0395 -0,0022 -(0,07) 0,0400 -0,0058 -(0,14) 0,0485 Observations Used: 49 R² 0,2155 0,2173 0,2507 0,2890 0,1421 0,4133 Adj R² -0,1076 -0,1051 -0,0579 -0,0038 -0,1607 0,1717 RMSE 0,0441 0,0609 0,0699 0,0733 0,3003 0,0931

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Fix effects model on time deposits Pass-through of daily market rate variables: dependent impact multiplier 1 month multiplier 3 month multiplier 6 month multiplier 12 month multiplier long run multiplier parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat independent intercept 0,0356 (1,36) 0,0269 (0,73) 0,0356 (0,69) 0,0527 (1,02) 0,0582 (1,16) 0,0390 (0,76) macroeconomic variables growth 0,0377 (1,54) 0,0471 (1,37) 0,0724 (1,52) 0,0785 (1,63) 0,0653 (1,40) 0,0633 (1,32) inflation -0,0581 -(1,68) -0,1018 -(2,09) -0,1201 -(1,77) -0,1117 -(1,64) -0,1305 -(1,97) -0,1267 -(1,86) money market rate volatility 0,0562 (2,97) 0,0542 (2,03) 0,0684 (1,85) 0,0872 (2,33) 0,0942 (2,60) 0,0918 (2,47) competition variables direct finance competition 0,0293 (1,60) 0,0432 (1,65) 0,0280 (0,77) 0,0338 (0,92) 0,0268 (0,75) 0,0196 (0,54) bank external competition -0,9727 -(1,28) -0,7646 -(0,71) -0,8737 -(0,59) -1,6219 -(1,08) -1,9894 -(1,37) -1,8423 -(1,23) bank concentration CR5 -0,1499 -(0,23) -0,0919 -(0,10) -0,7618 -(0,59) -0,8979 -(0,69) -1,3093 -(1,04) -1,8603 -(1,44) banking health variables bank net interest margin 0,1694 (0,74) 0,1647 (0,51) 0,1991 (0,44) 0,2283 (0,51) 0,1868 (0,43) 0,0508 (0,11) bank return on assets -0,2966 -(1,67) -0,5465 -(2,18) -0,5717 -(1,64) -0,5143 -(1,47) -0,3679 -(1,08) -0,1854 -(0,53) dummies for structural breaks harmonization: 2003 -0,0801 -(1,60) -0,2687 -(3,81) -0,1005 -(1,03) -0,0464 -(0,47) -0,0464 -(0,49) -0,0540 -(0,55) interest rate convergence: 1998 0,0711 (1,70) 0,1138 (1,93) 0,0930 (1,14) 0,0386 (0,47) 0,0230 (0,29) 0,0865 (1,05) dummies for countries RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE Austria 0,0408 (0,85) 0,0935 0,0616 (0,91) 0,1335 0,0411 (0,44) 0,0782 0,0183 (0,19) 0,0749 -0,0007 -(0,01) (0,10) -0,0323 -(0,34) 0,1697 Belgium -0,0169 -(0,44) 0,1356 -0,0046 -(0,08) 0,1145 0,0621 (0,81) 0,1706 0,0500 (0,65) 0,0953 0,0528 (0,71) (0,08) 0,0781 (1,02) 0,1166 Germany -0,0438 -(1,49) 0,0727 -0,0789 -(1,91) 0,0856 -0,0863 -(1,50) 0,0899 -0,0838 -(1,45) 0,0929 -0,0758 -(1,35) (0,09) -0,0547 -(0,95) 0,0953 Finland 0,0732 (1,13) 0,1218 0,1612 (1,76) 0,2109 0,1799 (1,42) 0,2361 0,1510 (1,18) 0,2688 0,1138 (0,92) (0,33) 0,0814 (0,64) 0,4194 Greece -0,0177 -(0,24) 0,0879 -0,0543 -(0,52) 0,1075 -0,0782 -(0,54) 0,1273 -0,0391 -(0,27) 0,1448 -0,0233 -(0,16) (0,19) -0,0133 -(0,09) 0,2276 Italy -0,0211 -(0,43) 0,1429 -0,0628 -(0,92) 0,2308 -0,1356 -(1,42) 0,3697 -0,1266 -(1,32) 0,3506 -0,1160 -(1,25) (0,29) -0,1209 -(1,26) 0,2570 Netherlands -0,0222 -(0,75) 0,1404 -0,0275 -(0,65) 0,2018 0,0065 (0,11) 0,3688 0,0043 (0,07) 0,3907 0,0040 (0,07) (0,36) -0,0082 -(0,14) 0,3121 Portugal 0,0101 (0,26) 0,1298 0,0077 (0,14) 0,1923 0,0143 (0,19) 0,2329 0,0173 (0,23) 0,2205 0,0205 (0,28) (0,19) 0,0304 (0,40) 0,1785 Spain -0,0023 -(0,06) 0,1305 -0,0025 -(0,04) 0,1962 -0,0039 -(0,05) 0,1297 0,0085 (0,10) 0,0804 0,0246 (0,31) (0,09) 0,0395 (0,49) 0,1932 Observations Used: 113 R² 0,2578 0,3316 0,1779 0,1955 0,2212 0,2122 Adj R² 0,1157 0,2036 0,0204 0,0414 0,0720 0,0613 RMSE 0,1252 0,1765 0,2450 0,2470 0,2396 0,2461

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Fix effects model on time deposits Pass-through of three months market rate variables: dependent impact multiplier 1 month multiplier 3 month multiplier 6 month multiplier 12 month multiplier long run multiplier parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat independent intercept -0,0100 -(0,33) 0,0470 (1,27) 0,0191 (0,47) 0,0352 (0,87) 0,0327 (0,79) 0,0105 (0,23) macroeconomic variables growth -0,0054 -(0,20) -0,0385 -(1,14) -0,0043 -(0,11) 0,0066 (0,18) 0,0025 (0,06) -0,0048 -(0,11) inflation -0,0818 -(2,10) -0,1026 -(2,13) -0,1241 -(2,33) -0,1111 -(2,11) -0,1208 -(2,23) -0,1347 -(2,23) money market rate volatility 0,0186 (0,87) 0,0413 (1,56) 0,0493 (1,68) 0,0606 (2,09) 0,0585 (1,96) 0,0530 (1,60) competition variables direct finance competition 0,1006 (4,82) 0,0357 (1,38) 0,0331 (1,16) 0,0188 (0,67) 0,0176 (0,61) 0,0170 (0,52) bank external competition 0,8362 (0,98) -1,6990 -(1,61) -0,9076 -(0,78) -1,2485 -(1,08) -1,4258 -(1,20) -1,8060 -(1,36) bank concentration CR5 0,1431 (0,19) 0,6939 (0,75) 0,3312 (0,32) -0,3804 -(0,38) -0,9493 -(0,92) -1,2888 -(1,11) banking health variables bank net interest margin 0,1788 (0,69) 0,1049 (0,33) -0,0554 -(0,16) -0,0315 -(0,09) -0,0044 -(0,01) -0,1769 -(0,44) bank return on assets -0,1580 -(0,79) -0,5168 -(2,09) -0,5591 -(2,04) -0,4370 -(1,62) -0,3312 -(1,19) -0,1184 -(0,38) dummies for structural breaks harmonization: 2003 -0,3314 -(5,89) -0,2501 -(3,60) -0,2364 -(3,07) -0,1689 -(2,23) -0,1564 -(2,00) -0,1432 -(1,64) interest rate convergence: 1998 -0,0166 -(0,35) 0,0320 (0,55) 0,0290 (0,45) 0,0241 (0,38) 0,0531 (0,81) 0,0932 (1,28) dummies for countries RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE Austria 0,0736 (1,36) 0,1416 0,0741 (1,11) 0,1288 0,0484 (0,65) 0,0493 0,0233 (0,32) 0,0634 0,0079 (0,10) (0,10) -0,0146 -(0,17) 0,1590 Belgium 0,0187 (0,41) 0,2697 -0,0269 -(0,48) 0,1427 -0,0028 -(0,05) 0,1717 0,0398 (0,65) 0,1303 0,0549 (0,86) (0,14) 0,0835 (1,18) 0,1276 Germany -0,0288 -(0,87) 0,0652 -0,0668 -(1,63) 0,0861 -0,0677 -(1,49) 0,0750 -0,0696 -(1,55) 0,0584 -0,0602 -(1,30) (0,07) -0,0423 -(0,82) 0,0740 Finland 0,0496 (0,68) 0,1055 0,1477 (1,64) 0,2927 0,1688 (1,69) 0,2754 0,1332 (1,36) 0,2802 0,1076 (1,06) (0,31) 0,0562 (0,50) 0,3844 Greece -0,0511 -(0,62) 0,1093 0,0039 (0,04) 0,1038 0,0058 (0,05) 0,1205 0,0254 (0,23) 0,1070 0,0203 (0,18) (0,15) 0,0424 (0,33) 0,1799 Italy -0,0235 -(0,43) 0,0851 -0,0452 -(0,67) 0,2321 -0,0741 -(0,99) 0,2444 -0,0905 -(1,22) 0,2444 -0,1033 -(1,36) (0,22) -0,1191 -(1,40) 0,2371 Netherlands -0,0573 -(1,71) 0,1399 -0,0186 -(0,45) 0,1520 -0,0154 -(0,34) 0,2714 -0,0159 -(0,35) 0,2901 -0,0123 -(0,26) (0,29) -0,0022 -(0,04) 0,2945 Portugal -0,0140 -(0,33) 0,0970 -0,0544 -(1,02) 0,1662 -0,0515 -(0,87) 0,1191 -0,0432 -(0,74) 0,0975 -0,0324 -(0,54) (0,08) -0,0365 -(0,55) 0,0962 Spain 0,0329 (0,71) 0,1463 -0,0137 -(0,24) 0,1907 -0,0114 -(0,18) 0,1401 -0,0026 -(0,04) 0,1017 0,0175 (0,27) (0,13) 0,0326 (0,45) 0,1468 Observations Used: 112 R² 0,4339 0,3113 0,2548 0,2414 0,2383 0,2262 Adj R² 0,3243 0,1780 0,1106 0,0946 0,0908 0,0765 RMSE 0,1408 0,1739 0,1926 0,1899 0,1958 0,2183

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Fix effects model on savings accounts Pass-through of daily market rate variables: dependent impact multiplier 1 month multiplier 3 month multiplier 6 month multiplier 12 month multiplier long run multiplier parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat independent intercept -0,0202 -(0,35) 0,0283 (0,29) 0,0481 (0,40) 0,0319 (0,30) -0,0161 -(0,16) -0,0297 -(0,28) macroeconomic variables growth 0,0304 (0,96) 0,0353 (0,67) 0,0284 (0,43) 0,0022 (0,04) 0,0005 (0,01) 0,0101 (0,17) inflation -0,0004 -(0,01) 0,0730 (0,85) 0,0844 (0,79) 0,0211 (0,22) -0,0500 -(0,56) -0,0182 -(0,19) money market rate volatility 0,0339 (1,70) 0,0110 (0,33) 0,0343 (0,83) 0,0712 (1,95) 0,0773 (2,22) 0,0482 (1,31) competition variables direct finance competition 0,0320 (0,68) -0,0042 -(0,05) 0,0398 (0,40) 0,0647 (0,75) 0,0928 (1,12) 0,0767 (0,87) bank external competition 1,5914 (0,65) 2,5322 (0,61) 1,6521 (0,32) 2,5759 (0,57) 3,7593 (0,87) 6,6862 (1,46) bank concentration CR5 -4,3422 -(1,81) -6,8564 -(1,71) -7,6889 -(1,54) -9,7011 -(2,21) -11,4948 -(2,73) -14,9729 -(3,37) banking health variables bank net interest margin 0,1268 (0,39) 0,2317 (0,43) 0,1321 (0,20) 0,2481 (0,42) 0,2217 (0,39) 0,5357 (0,89) bank return on assets -0,8122 -(1,46) -0,4872 -(0,52) -0,4898 -(0,42) -0,8611 -(0,84) -1,1151 -(1,14) -0,8173 -(0,79) dummies for structural breaks harmonization: 2003 0,0000 . 0,0000 . 0,0000 . 0,0000 . 0,0000 . 0,0000 . interest rate convergence: 1998 0,0984 (2,15) 0,0704 (0,92) 0,0555 (0,58) 0,0205 (0,24) 0,0777 (0,96) 0,1362 (1,60) dummies for countries RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE Belgium 0,1306 (1,77) 0,0840 0,1620 (1,31) 0,1668 0,1808 (1,17) 0,1495 0,2493 (1,84) 0,1706 0,3190 (2,46) 0,1802 0,3977 (2,90) 0,1654 France -0,0249 -(0,52) 0,0844 -0,0174 -(0,22) 0,1633 -0,0359 -(0,36) 0,2346 -0,0306 -(0,35) 0,1683 -0,0237 -(0,28) 0,1226 0,0047 (0,05) 0,1490 Germany -0,0120 -(0,32) 0,1261 -0,0131 -(0,21) 0,1932 -0,0330 -(0,42) 0,2392 -0,0300 -(0,43) 0,2079 -0,0125 -(0,19) 0,2024 0,0433 (0,62) 0,2206 Greece -0,0489 -(0,42) 0,0766 -0,0401 -(0,21) 0,0902 0,0329 (0,14) 0,1003 -0,0381 -(0,18) 0,1584 -0,1332 -(0,66) 0,1902 -0,2930 -(1,37) 0,1923 Ireland -0,0449 -(0,86) 0,0781 -0,0914 -(1,05) 0,0996 -0,1447 -(1,33) 0,1090 -0,1506 -(1,58) 0,1181 -0,1496 -(1,64) 0,1309 -0,1527 -(1,58) 0,1311 Observations Used: 60 R² 0,3226 0,1903 0,1902 0,3217 0,3885 0,3566 Adj R² 0,1312 -0,0385 -0,0387 0,1300 0,2157 0,1748 RMSE 0,0989 0,1654 0,2066 0,1817 0,1737 0,1838

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Fix effects model on savings accounts Pass-through of three months market rate variables: dependent impact multiplier 1 month multiplier 3 month multiplier 6 month multiplier 12 month multiplier long run multiplier parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat independent intercept 0,0349 (0,62) 0,1140 (1,76) 0,0577 (0,60) 0,0566 (0,58) 0,0388 (0,40) 0,0311 (0,30) macroeconomic variables growth 0,0080 (0,26) -0,0089 -(0,25) -0,0043 -(0,08) -0,0263 -(0,49) -0,0350 -(0,66) -0,0331 -(0,59) inflation 0,0604 (1,21) 0,1275 (2,23) 0,0982 (1,15) 0,0528 (0,61) 0,0095 (0,11) 0,0379 (0,42) money market rate volatility 0,0115 (0,60) 0,0239 (1,08) 0,0229 (0,69) 0,0412 (1,23) 0,0491 (1,48) 0,0260 (0,74) competition variables direct finance competition -0,0028 -(0,06) -0,0495 -(0,94) 0,0209 (0,27) 0,0277 (0,35) 0,0402 (0,51) 0,0338 (0,40) bank external competition 0,8403 (0,35) -0,9135 -(0,33) 2,3690 (0,58) 1,7767 (0,43) 1,7250 (0,42) 3,3517 (0,77) bank concentration CR5 -3,7521 -(1,61) -2,8614 -(1,07) -8,1476 -(2,04) -8,0323 -(1,99) -8,7626 -(2,20) -11,2096 -(2,64) banking health variables bank net interest margin 0,4812 (1,53) 0,5313 (1,47) 0,3559 (0,66) 0,2435 (0,45) 0,1456 (0,27) 0,3517 (0,61) bank return on assets -0,5016 -(0,93) -0,6027 -(0,97) -0,6556 -(0,71) -0,5425 -(0,58) -0,6071 -(0,65) -0,4867 -(0,49) dummies for structural breaks harmonization: 2003 0,0000 . 0,0000 . 0,0000 . 0,0000 . 0,0000 . 0,0000 . interest rate convergence: 1998 0,0286 (0,64) -0,0004 -(0,01) 0,0096 (0,13) 0,0217 (0,28) 0,0731 (0,96) 0,1166 (1,43) dummies for countries RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE Belgium 0,0873 (1,22) 0,1272 0,0423 (0,52) 0,1189 0,1895 (1,54) 0,1532 0,1836 (1,48) 0,1406 0,2122 (1,73) 0,1429 0,2739 (2,09) 0,1445 France -0,0061 -(0,13) 0,0959 -0,0521 -(0,98) 0,1062 -0,0119 -(0,15) 0,1146 -0,0251 -(0,31) 0,1135 -0,0348 -(0,44) 0,1143 -0,0172 -(0,20) 0,1413 Germany 0,0066 (0,18) 0,0605 -0,0321 -(0,77) 0,0888 -0,0148 -(0,24) 0,2022 -0,0253 -(0,40) 0,1943 -0,0232 -(0,37) 0,1975 0,0084 (0,13) 0,2198 Greece -0,0336 -(0,30) 0,0713 0,0967 (0,76) 0,1216 0,0011 (0,01) 0,2274 0,0184 (0,09) 0,2466 -0,0030 -(0,02) 0,2141 -0,1076 -(0,53) 0,1853 Ireland -0,0543 -(1,07) 0,0577 -0,0548 -(0,95) 0,0612 -0,1640 -(1,89) 0,0726 -0,1515 -(1,73) 0,0904 -0,1512 -(1,75) 0,1151 -0,1575 -(1,71) 0,1258 Observations Used: 60 R² 0,2331 0,3452 0,2670 0,2721 0,3133 0,2983 Adj R² 0,0164 0,1601 0,0599 0,0664 0,1192 0,1000 RMSE 0,0962 0,1100 0,1648 0,1667 0,1648 0,1755

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Fix effects model on total observations (all retail interest rates) Pass-through speed 1-3 months 3-6 months Market rate estimation: overnigh monetary policy 3 months monetary policy cost of fund approach overnigh monetary policy 3 months monetary policy cost of fund approach variables: dependant 1-3 months speed 1-3 months speed 1-3 months speed 3-6 months speed 3-6 months speed 3-6 months speed independent intercept -0,0029 -(0,26) -0,0003 -(0,02) -0,0032 -(0,29) -0,0035 -(0,45) 0,0028 (0,44) -0,0052 -(0,74) macroeconomic variables growth -0,0398 -(3,63) -0,0339 -(2,44) -0,0140 -(1,31) -0,0241 -(3,17) -0,0232 -(3,72) -0,0087 -(1,28) inflation 0,0254 (1,60) 0,0145 (0,72) 0,0112 (0,70) 0,0245 (2,22) 0,0133 (1,48) 0,0064 (0,62) money market rate volatility -0,0257 -(3,03) -0,0197 -(1,83) -0,0133 -(1,51) -0,0270 -(4,58) -0,0188 -(3,89) -0,0150 -(2,66) competition variables direct finance competition -0,0057 -(0,57) -0,0194 -(1,52) -0,0062 -(0,64) 0,0020 (0,29) -0,0106 -(1,86) -0,0038 -(0,61) bank external competition -0,5330 -(2,49) -0,7170 -(2,64) -0,4641 -(2,23) -0,1555 -(1,04) -0,2894 -(2,37) -0,0529 -(0,40) bank concentration CR5 0,8690 (2,95) 0,5995 (1,61) 0,4558 (1,60) 0,4668 (2,28) 0,5600 (3,36) 0,3151 (1,72) banking health variables bank net interest margin -0,0397 -(0,41) -0,0499 -(0,40) -0,0101 -(0,10) -0,0861 -(1,27) -0,0073 -(0,13) -0,0117 -(0,19) bank return on assets -0,0060 -(0,10) -0,0365 -(0,49) -0,0300 -(0,53) 0,0157 (0,39) -0,0324 -(0,98) -0,0094 -(0,26) dummies for structural breaks harmonization: 2003 -0,0013 -(0,06) 0,0416 (1,45) 0,0545 (2,49) 0,0135 (0,85) 0,0305 (2,38) 0,0320 (2,28) interest rate convergence: 1998 0,0075 (0,40) 0,0355 (1,51) 0,0305 (1,70) -0,0268 -(2,07) -0,0021 -(0,20) 0,0078 (0,68) dummies for countries RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE Austria 0,0089 (0,39) 0,0633 -0,0071 -(0,25) 0,0584 0,0007 (0,03) 0,0725 0,0147 (0,93) 0,0551 0,0131 (1,01) 0,0346 0,0136 (0,96) 0,0687 Belgium -0,0185 -(1,12) 0,1089 -0,0134 -(0,64) 0,1073 -0,0070 -(0,44) 0,1309 -0,0086 -(0,75) 0,1347 -0,0155 -(1,64) 0,0897 -0,0054 -(0,54) 0,0833 Germany 0,0073 (0,49) 0,1255 -0,0025 -(0,13) 0,1040 -0,0020 -(0,14) 0,0636 0,0078 (0,75) 0,0971 -0,0001 -(0,01) 0,0739 0,0044 (0,47) 0,0516 Finland -0,0106 -(0,47) 0,0745 0,0096 (0,34) 0,3468 0,0083 (0,38) 0,0922 -0,0054 -(0,35) 0,0757 0,0041 (0,32) 0,0634 -0,0016 -(0,11) 0,0634 France 0,0137 (0,79) 0,1055 0,0028 (0,13) 0,1374 0,0003 (0,02) 0,1419 0,0053 (0,44) 0,1041 0,0081 (0,82) 0,0740 0,0064 (0,59) 0,0769 Greece 0,0304 (0,97) 0,0819 0,0214 (0,54) 0,1088 0,0041 (0,13) 0,1066 0,0255 (1,17) 0,0856 0,0053 (0,30) 0,0586 0,0015 (0,08) 0,0883 Ireland -0,0119 -(0,46) 0,1058 -0,0105 -(0,32) 0,1258 -0,0039 -(0,15) 0,1239 -0,0187 -(1,05) 0,0357 -0,0042 -(0,29) 0,0572 -0,0050 -(0,31) 0,0714 Italy 0,0304 (1,69) 0,1134 0,0183 (0,80) 0,0791 0,0125 (0,72) 0,0806 0,0118 (0,94) 0,0580 0,0092 (0,90) 0,0534 0,0025 (0,22) 0,0603 Netherlands 0,0001 (0,01) 0,1601 0,0241 (1,09) 0,1444 0,0114 (0,68) 0,1339 -0,0019 -(0,16) 0,0941 0,0017 (0,17) 0,0746 -0,0009 -(0,08) 0,0638 Portugal -0,0359 -(1,83) 0,2488 -0,0287 -(1,16) 0,2043 -0,0203 -(1,07) 0,1880 -0,0168 -(1,24) 0,0900 -0,0081 -(0,73) 0,1115 -0,0085 -(0,69) 0,1346 Spain -0,0139 -(0,79) 0,0813 -0,0141 -(0,63) 0,1525 -0,0040 -(0,23) 0,151 -0,0136 -(1,11) 0,0523 -0,0137 -(1,37) 0,0534 -0,0069 -(0,62) 0,0786 Observations Used: 584 585 571 584 585 571 R² 0,0736 0,0375 0,0366 0,0861 0,0896 0,0417 Adj R² 0,0407 0,0034 0,0016 0,0536 0,0573 0,0069 RMSE 0,1294 0,1640 0,1247 0,0898 0,0736 0,0800

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Fix effects model on loans rates Pass-through speed 1-3 months 3-6 months Market rate estimation: overnigh monetary policy 3 months monetary policy cost of fund approach overnigh monetary policy 3 months monetary policy cost of fund approach variables: dependant 1-3 months speed 1-3 months speed 1-3 months speed 3-6 months speed 3-6 months speed 3-6 months speed independent intercept -0,0026 -(0,17) 0,0024 (0,11) 0,0012 (0,08) -0,0063 -(0,58) 0,0013 (0,13) -0,0075 -(0,70) macroeconomic variables growth -0,0594 -(3,88) -0,0462 -(2,24) -0,0132 -(0,91) -0,0393 -(3,76) -0,0297 -(3,29) -0,0086 -(0,85) inflation 0,0330 (1,39) 0,0199 (0,63) 0,0194 (0,80) 0,0202 (1,25) 0,0172 (1,24) -0,0014 -(0,08) money market rate volatility -0,0410 -(2,97) -0,0316 -(1,70) -0,0288 -(1,87) -0,0348 -(3,69) -0,0255 -(3,13) -0,0151 -(1,41) competition variables direct finance competition -0,0246 -(1,69) -0,0335 -(1,71) -0,0128 -(0,93) -0,0057 -(0,57) -0,0120 -(1,40) -0,0009 -(0,10) bank external competition -0,7246 -(2,70) -0,8730 -(2,41) -0,5165 -(2,01) -0,3103 -(1,69) -0,3763 -(2,37) -0,1368 -(0,76) bank concentration CR5 1,2339 (3,01) 0,6226 (1,14) 0,3787 (0,97) 0,7396 (2,64) 0,6778 (2,82) 0,2965 (1,09) banking health variables bank net interest margin -0,0746 -(0,53) -0,0838 -(0,44) 0,0262 (0,18) -0,1247 -(1,29) -0,0104 -(0,12) 0,0153 (0,15) bank return on assets -0,0232 -(0,29) -0,0673 -(0,62) -0,0766 -(1,00) 0,0090 (0,16) -0,0569 -(1,20) -0,0100 -(0,19) dummies for structural breaks harmonization: 2003 0,0437 (1,43) 0,0565 (1,39) 0,0683 (2,37) 0,0224 (1,07) 0,0396 (2,23) 0,0456 (2,27) interest rate convergence: 1998 0,0086 (0,32) 0,0472 (1,32) 0,0414 (1,66) -0,0228 -(1,26) 0,0098 (0,63) 0,0308 (1,77) dummies for countries RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE Austria 0,0119 (0,37) 0,0750 -0,0031 -(0,07) 0,0743 0,0056 (0,18) 0,0880 0,0188 (0,85) 0,0691 0,0142 (0,75) 0,0367 0,0138 (0,65) 0,0821 Belgium -0,0281 -(1,25) 0,1046 -0,0162 -(0,53) 0,1130 -0,0072 -(0,35) 0,1455 -0,0165 -(1,07) 0,1544 -0,0130 -(0,98) 0,1010 0,0007 (0,05) 0,0930 Germany 0,0084 (0,35) 0,1622 -0,0045 -(0,14) 0,1460 -0,0043 -(0,19) 0,0783 0,0064 (0,40) 0,0947 -0,0035 -(0,25) 0,0931 0,0011 (0,07) 0,0515 Finland -0,0081 -(0,26) 0,0780 0,0164 (0,40) 0,4372 0,0175 (0,60) 0,0826 -0,0046 -(0,22) 0,0838 0,0071 (0,39) 0,0634 -0,0071 -(0,35) 0,0626 France 0,0270 (1,23) 0,0976 0,0183 (0,62) 0,0921 0,0131 (0,63) 0,1039 0,0112 (0,75) 0,1148 0,0097 (0,75) 0,0792 0,0062 (0,42) 0,0842 Greece 0,0313 (0,64) 0,1122 0,0136 (0,21) 0,1362 -0,0141 -(0,30) 0,1256 0,0275 (0,82) 0,1007 0,0053 (0,18) 0,0667 0,0045 (0,14) 0,1343 Ireland -0,0163 -(0,43) 0,1278 -0,0154 -(0,30) 0,1551 -0,0035 -(0,10) 0,1546 -0,0166 -(0,64) 0,0451 -0,0033 -(0,15) 0,0717 0,0006 (0,03) 0,0866 Italy 0,0280 (1,14) 0,1145 0,0138 (0,42) 0,0773 0,0048 (0,21) 0,0780 0,0152 (0,91) 0,0448 0,0101 (0,70) 0,0567 -0,0011 -(0,07) 0,0655 Netherlands 0,0288 (0,98) 0,1368 0,0387 (0,97) 0,1523 0,0156 (0,56) 0,1260 0,0084 (0,42) 0,0922 0,0046 (0,26) 0,0964 -0,0015 -(0,08) 0,0747 Portugal -0,0599 -(2,25) 0,2872 -0,0409 -(1,15) 0,2273 -0,0239 -(0,94) 0,2072 -0,0322 -(1,77) 0,0988 -0,0127 -(0,81) 0,1244 -0,0104 -(0,59) 0,1538 Spain -0,0231 -(0,94) 0,0819 -0,0207 -(0,63) 0,1747 -0,0038 -(0,16) 0,1699 -0,0176 -(1,04) 0,0446 -0,0186 -(1,28) 0,0588 -0,0069 -(0,41) 0,0916 Observations Used: 358 360 350 358 360 350 R² 0,1154 0,0521 0,0612 0,1073 0,1149 0,0520 Adj R² 0,0629 -0,0039 0,0041 0,0543 0,0627 -0,0056 RMSE 0,1437 0,1940 0,1356 0,0982 0,0851 0,0945

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Fix effects model on deposits rates Pass-through speed 1-3 months 3-6 months Market rate estimation: overnigh monetary policy 3 months monetary policy cost of fund approach overnigh monetary policy 3 months monetary policy cost of fund approach variables: dependant 1-3 months speed 1-3 months speed 1-3 months speed 3-6 months speed 3-6 months speed 3-6 months speed independent intercept -0,0069 -(0,43) -0,0201 -(1,19) -0,0209 -(1,19) -0,0034 -(0,28) -0,0046 -(0,56) -0,0063 -(0,77) macroeconomic variables growth -0,0054 -(0,38) -0,0096 -(0,64) -0,0165 -(1,05) 0,0037 (0,34) -0,0089 -(1,23) -0,0068 -(0,93) inflation 0,0139 (0,73) 0,0018 (0,09) -0,0063 -(0,29) 0,0301 (2,05) 0,0057 (0,58) 0,0110 (1,10) money market rate volatility -0,0147 -(1,63) -0,0123 -(1,29) -0,0051 -(0,51) -0,0221 -(3,19) -0,0150 -(3,24) -0,0165 -(3,56) competition variables direct finance competition 0,0168 (1,38) 0,0034 (0,27) 0,0027 (0,20) 0,0133 (1,42) -0,0081 -(1,31) -0,0082 -(1,32) bank external competition 0,1116 (0,23) 0,2093 (0,41) 0,0266 (0,05) 0,3949 (1,07) 0,3348 (1,36) 0,4380 (1,78) bank concentration CR5 0,0605 (0,16) 0,3540 (0,87) 0,4506 (1,06) -0,1209 -(0,41) 0,1987 (1,01) 0,2050 (1,04) banking health variables bank net interest margin -0,0021 -(0,02) -0,0163 -(0,13) -0,0794 -(0,60) -0,0236 -(0,26) -0,0272 -(0,45) -0,0426 -(0,69) bank return on assets 0,0145 (0,19) 0,0130 (0,16) 0,0347 (0,41) 0,0257 (0,43) 0,0032 (0,08) -0,0101 -(0,25) dummies for structural breaks harmonization: 2003 -0,1353 -(3,92) -0,0150 -(0,41) -0,0099 -(0,26) -0,0201 -(0,76) -0,0147 -(0,84) -0,0182 -(1,03) interest rate convergence: 1998 0,0047 (0,21) 0,0139 (0,58) 0,0112 (0,44) -0,0348 -(1,98) -0,0230 -(1,97) -0,0281 -(2,41) dummies for countries RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE Austria 0,0131 (0,46) 0,0637 -0,0037 -(0,12) 0,0259 0,0000 (0,00) 0,0264 0,0136 (0,62) 0,0308 0,0145 (1,00) 0,0275 0,0130 (0,90) 0,0269 Belgium 0,0008 (0,04) 0,1058 0,0025 (0,10) 0,0992 0,0008 (0,03) 0,0978 0,0104 (0,60) 0,0630 -0,0176 -(1,51) 0,0461 -0,0177 -(1,51) 0,0464 Germany 0,0089 (0,53) 0,0797 0,0097 (0,55) 0,0492 0,0068 (0,36) 0,0494 0,0126 (0,98) 0,0982 0,0079 (0,92) 0,0510 0,0095 (1,11) 0,0510 Finland -0,0065 -(0,21) 0,0634 0,0082 (0,26) 0,0649 0,0042 (0,13) 0,1074 -0,0035 -(0,15) 0,0615 0,0086 (0,55) 0,0754 0,0123 (0,80) 0,0767 France -0,0313 -(1,05) 0,0920 -0,0485 -(1,54) 0,2514 -0,0500 -(1,52) 0,2498 -0,0087 -(0,38) 0,0523 0,0048 (0,31) 0,0298 0,0053 (0,35) 0,0304 Greece -0,0025 -(0,07) 0,0439 -0,0010 -(0,03) 0,0887 0,0132 (0,32) 0,0936 0,0002 (0,01) 0,0681 -0,0118 -(0,62) 0,0506 -0,0092 -(0,48) 0,0503 Ireland -0,0075 -(0,25) 0,0552 0,0020 (0,06) 0,0474 0,0000 (0,00) 0,0463 -0,0202 -(0,86) 0,0176 -0,0066 -(0,42) 0,0194 -0,0113 -(0,72) 0,0194 Italy 0,0312 (1,30) 0,1103 0,0248 (0,98) 0,0809 0,0278 (1,05) 0,0818 0,0024 (0,13) 0,0829 0,0053 (0,43) 0,0387 0,0057 (0,46) 0,0367 Netherlands -0,0249 -(1,34) 0,1649 0,0066 (0,34) 0,1372 0,0095 (0,46) 0,1382 -0,0156 -(1,09) 0,0946 -0,0034 -(0,36) 0,0556 -0,0041 -(0,43) 0,0551 Portugal 0,0154 (0,57) 0,0840 -0,0037 -(0,13) 0,1235 -0,0101 -(0,34) 0,1234 0,0127 (0,61) 0,0382 -0,0002 -(0,01) 0,0445 -0,0009 -(0,06) 0,0453 Spain 0,0033 (0,15) 0,0732 0,0029 (0,12) 0,0853 -0,0020 -(0,08) 0,0918 -0,0038 -(0,21) 0,0657 -0,0012 -(0,11) 0,0407 -0,0026 -(0,22) 0,0374 Observations Used: 226 225 221 226 225 221 R² 0,1365 0,0399 0,0323 0,1043 0,1087 0,1275 Adj R² 0,0523 -0,0542 -0,0645 0,0169 0,0213 0,0402 RMSE 0,0987 0,1041 0,1086 0,0760 0,0504 0,0502

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Fix effects model on mortgage loans to households Pass-through speed 1-3 months 3-6 months Market rate estimation: overnigh monetary policy 3 months monetary policy cost of fund approach overnigh monetary policy 3 months monetary policy cost of fund approach variables: dependant 1-3 months speed 1-3 months speed 1-3 months speed 3-6 months speed 3-6 months speed 3-6 months speed independent intercept 0,0124 (0,39) -0,0073 -(0,21) -0,0027 -(0,10) -0,0324 -(1,40) -0,0014 -(0,05) -0,0370 -(1,42) macroeconomic variables growth -0,0668 -(2,28) -0,0285 -(0,92) 0,0177 (0,75) -0,0354 -(1,66) -0,0247 -(1,05) 0,0102 (0,43) inflation 0,0131 (0,25) 0,0496 (0,88) 0,0033 (0,08) 0,0205 (0,53) 0,0327 (0,77) -0,0130 -(0,30) money market rate volatility -0,0043 -(0,10) 0,0040 (0,09) -0,0447 -(1,31) -0,0205 -(0,66) -0,0412 -(1,20) -0,0437 -(1,26) competition variables direct finance competition -0,0218 -(0,90) -0,0517 -(2,00) -0,0143 -(0,73) -0,0033 -(0,19) -0,0136 -(0,69) 0,0004 (0,02) bank external competition -0,5078 -(1,05) -0,4069 -(0,79) -0,3112 -(0,80) -0,0224 -(0,06) -0,5424 -(1,40) -0,0074 -(0,02) bank concentration CR5 0,7960 (1,02) 0,8760 (1,06) -0,3387 -(0,54) 1,1154 (1,97) 0,9992 (1,60) -0,1181 -(0,19) banking health variables bank net interest margin 0,0784 (0,28) -0,1244 -(0,41) 0,0549 (0,24) -0,2420 -(1,18) -0,0807 -(0,36) -0,0139 -(0,06) bank return on assets 0,1009 (0,68) -0,0149 -(0,09) -0,0592 -(0,50) 0,0625 (0,58) -0,0828 -(0,70) -0,0480 -(0,40) dummies for structural breaks harmonization: 2003 0,0778 (1,29) 0,0768 (1,20) 0,1509 (3,11) -0,0010 -(0,02) 0,0408 (0,84) 0,1076 (2,19) interest rate convergence: 1998 -0,0249 -(0,49) 0,0562 (1,03) 0,0340 (0,83) 0,0397 (1,07) -0,0077 -(0,19) 0,1300 (3,13) dummies for countries RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE Austria 0,0152 (0,28) 0,0683 -0,0061 -(0,11) 0,0575 -0,0007 -(0,02) 0,0623 0,0161 (0,41) 0,0688 0,0102 (0,23) 0,0428 0,0142 (0,32) 0,1092 Belgium -0,0267 -(0,61) 0,0972 -0,0166 -(0,36) 0,0935 0,0174 (0,50) 0,1243 -0,0153 -(0,48) 0,0997 -0,0109 -(0,31) 0,1260 0,0143 (0,40) 0,1505 Germany 0,0105 (0,24) 0,2460 0,0173 (0,37) 0,2378 -0,0051 -(0,14) 0,0352 0,0233 (0,73) 0,1630 0,0064 (0,18) 0,1545 0,0068 (0,19) 0,0546 Finland -0,0354 -(0,66) 0,0577 0,0169 (0,29) 0,1353 0,0124 (0,29) 0,0755 -0,0157 -(0,40) 0,0686 0,0042 (0,10) 0,0627 0,0007 (0,02) 0,0769 France 0,0011 (0,03) 0,1101 0,0133 (0,30) 0,0937 0,0071 (0,21) 0,0610 0,0176 (0,57) 0,0752 0,0111 (0,33) 0,1165 0,0198 (0,57) 0,0947 Ireland 0,0168 (0,26) 0,0710 -0,0060 -(0,09) 0,0880 0,0124 (0,24) 0,1988 -0,0273 -(0,57) 0,0643 -0,0074 -(0,14) 0,0889 -0,0012 -(0,02) 0,1016 Italy 0,0579 (1,02) 0,1516 0,0393 (0,65) 0,1274 -0,0301 -(0,66) 0,1319 0,0365 (0,88) 0,0635 0,0238 (0,52) 0,0503 -0,0315 -(0,68) 0,1107 Netherlands 0,0172 (0,40) 0,1400 0,0446 (0,96) 0,1500 0,0065 (0,18) 0,0404 0,0188 (0,59) 0,1007 0,0129 (0,37) 0,1136 0,0066 (0,19) 0,0787 Portugal -0,0589 -(1,12) 0,1405 -0,0763 -(1,37) 0,1834 -0,0118 -(0,28) 0,1076 -0,0268 -(0,70) 0,1086 -0,0102 -(0,24) 0,1214 -0,0210 -(0,49) 0,1643 Spain 0,0024 (0,05) 0,0805 -0,0266 -(0,56) 0,0911 -0,0081 -(0,23) 0,1470 -0,0273 -(0,84) 0,0549 -0,0399 -(1,10) 0,0684 -0,0088 -(0,24) 0,1019 Observations Used: 93 93 93 93 93 93 R² 0,1387 0,1115 0,2217 0,1448 0,1157 0,2338 Adj R² -0,0854 -0,1198 0,0191 -0,0778 -0,1144 0,0344 RMSE 0,1395 0,1486 0,1121 0,1015 0,1123 0,1136

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Fix effects model on consumer loans to households Pass-through speed 1-3 months 3-6 months Market rate estimation: overnigh monetary policy 3 months monetary policy cost of fund approach overnigh monetary policy 3 months monetary policy cost of fund approach variables: dependant 1-3 months speed 1-3 months speed 1-3 months speed 3-6 months speed 3-6 months speed 3-6 months speed independent intercept -0,1640 -(1,67) -0,1697 -(1,26) 0,0116 (0,26) 0,0961 (1,59) -0,0011 -(0,03) -0,0045 -(0,19) macroeconomic variables growth -0,1622 -(2,99) -0,0912 -(0,93) -0,0188 -(0,60) -0,0560 -(1,67) -0,0741 -(2,60) 0,0249 (1,46) inflation -0,1385 -(1,31) -0,0367 -(0,21) 0,0329 (0,55) 0,0413 (0,63) -0,0496 -(0,97) 0,0680 (2,10) money market rate volatility 0,0146 (0,18) -0,2173 -(1,47) -0,0286 -(0,55) -0,0336 -(0,68) -0,0081 -(0,19) -0,0183 -(0,65) competition variables direct finance competition -0,0599 -(1,00) -0,0318 -(0,31) -0,0152 -(0,44) 0,0000 (0,00) -0,0089 -(0,29) -0,0077 -(0,41) bank external competition 5,7804 (1,47) 6,6048 (1,57) 0,0025 (0,00) -6,0024 -(2,47) -1,3237 -(1,08) -0,1875 -(0,25) bank concentration CR5 2,0144 (1,35) 0,0475 (0,02) 0,2012 (0,25) 1,3850 (1,50) 1,2457 (1,68) 0,2604 (0,59) banking health variables bank net interest margin -0,5396 -(0,99) -0,6155 -(0,66) 0,1553 (0,47) 0,3803 (1,13) 0,1583 (0,59) -0,0904 -(0,51) bank return on assets 0,3515 (1,30) -0,2048 -(0,46) -0,0856 -(0,56) -0,1910 -(1,15) -0,0563 -(0,43) -0,0316 -(0,38) dummies for structural breaks harmonization: 2003 0,1222 (0,93) -0,1262 -(0,58) 0,0541 (0,76) 0,0496 (0,61) 0,0780 (1,23) 0,0675 (1,75) interest rate convergence: 1998 -0,0194 -(0,22) 0,0683 (0,42) 0,0204 (0,38) -0,0045 -(0,08) 0,0469 (0,98) 0,0084 (0,29) dummies for countries RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE Austria 0,0224 (0,27) 0,1194 -0,0181 -(0,12) 0,0887 0,0027 (0,06) 0,0576 0,0588 (1,17) 0,0938 0,0385 (0,91) 0,0510 0,0048 (0,19) 0,0656 Belgium -0,1277 -(1,33) 0,0596 -0,0518 -(0,30) 0,1410 -0,0045 -(0,10) 0,2156 0,0075 (0,13) 0,3320 -0,0303 -(0,61) 0,1877 -0,0161 -(0,67) 0,0611 Germany 0,0647 (0,92) 0,0775 0,0599 (0,48) 0,1632 0,0141 (0,35) 0,0957 -0,0355 -(0,82) 0,0605 -0,0184 -(0,51) 0,0715 0,0157 (0,71) 0,0840 Finland 0,0214 (0,26) 0,0750 0,1480 (0,99) 0,7173 0,0127 (0,25) 0,0588 -0,0203 -(0,40) 0,0711 0,0022 (0,05) 0,1007 -0,0075 -(0,27) 0,0310 France 0,0889 (1,37) 0,0846 0,0516 (0,44) 0,1218 0,0176 (0,46) 0,0812 0,0046 (0,12) 0,0739 0,0317 (0,92) 0,0754 0,0130 (0,62) 0,0592 Portugal -0,0955 -(1,18) 0,4942 -0,1701 -(1,14) 0,2645 -0,0398 -(0,80) 0,1298 -0,0129 -(0,26) 0,0940 -0,0295 -(0,68) 0,1488 0,0045 (0,17) 0,0721 Spain 0,0258 (0,37) 0,1048 -0,0196 -(0,16) 0,1926 -0,0028 -(0,06) 0,0886 -0,0023 -(0,05) 0,0444 0,0059 (0,16) 0,0599 -0,0145 -(0,61) 0,0459 Observations Used: 61 63 63 61 63 63 R² 0,2408 0,1277 0,0833 0,2076 0,2144 0,2180 Adj R² -0,0353 -0,1757 -0,2355 -0,0806 -0,0588 -0,0539 RMSE 0,2044 0,3770 0,1239 0,1259 0,1097 0,0674

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Fix effects model on short-term loans to enterprises Pass-through speed 1-3 months 3-6 months Market rate estimation: overnigh monetary policy 3 months monetary policy cost of fund approach overnigh monetary policy 3 months monetary policy cost of fund approach variables: dependant 1-3 months speed 1-3 months speed 1-3 months speed 3-6 months speed 3-6 months speed 3-6 months speed independent intercept -0,0197 -(0,85) 0,0074 (0,28) -0,0425 -(1,34) 0,0132 (0,74) -0,0058 -(0,42) -0,0107 -(0,56) macroeconomic variables growth -0,0056 -(0,24) -0,0087 -(0,33) -0,0190 -(0,60) -0,0307 -(1,71) -0,0193 -(1,38) -0,0522 -(2,73) inflation 0,0591 (1,75) 0,0172 (0,45) -0,0212 -(0,43) 0,0614 (2,35) 0,0355 (1,74) -0,0039 -(0,13) money market rate volatility -0,0641 -(3,59) -0,0262 -(1,30) -0,0393 -(1,60) -0,0363 -(2,62) -0,0284 -(2,63) -0,0264 -(1,80) competition variables direct finance competition -0,0040 -(0,20) -0,0012 -(0,06) 0,0134 (0,51) -0,0057 -(0,37) -0,0091 -(0,77) 0,0064 (0,41) bank external competition -0,3376 -(0,83) -0,2912 -(0,64) -0,1339 -(0,25) -0,0215 -(0,07) -0,0409 -(0,17) -0,5867 -(1,81) bank concentration CR5 1,7121 (2,03) 0,3289 (0,35) 1,4425 (1,28) 0,4063 (0,62) 0,4676 (0,92) 0,7657 (1,13) banking health variables bank net interest margin -0,1566 -(0,63) 0,1589 (0,57) -0,0762 -(0,21) -0,1902 -(0,99) -0,1163 -(0,78) -0,3023 -(1,42) bank return on assets 0,1401 (0,52) -0,1003 -(0,33) -0,2218 -(0,61) 0,3492 (1,68) 0,0492 (0,30) 0,4051 (1,86) dummies for structural breaks harmonization: 2003 0,0269 (0,60) 0,0439 (0,88) -0,0184 -(0,31) 0,0134 (0,39) 0,0281 (1,04) 0,0462 (1,30) interest rate convergence: 1998 0,0008 (0,02) 0,0229 (0,51) 0,0721 (1,37) -0,1143 -(3,73) 0,0019 (0,08) -0,0194 -(0,62) dummies for countries RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE Austria -0,0080 -(0,17) 0,0592 0,0051 (0,10) 0,0637 0,0193 (0,32) 0,1157 0,0126 (0,35) 0,0709 0,0092 (0,33) 0,0325 0,0166 (0,46) 0,0733 Belgium -0,0412 -(1,21) 0,0851 -0,0155 -(0,40) 0,0852 -0,0234 -(0,52) 0,1138 -0,0235 -(0,90) 0,1127 -0,0128 -(0,62) 0,0654 -0,0134 -(0,50) 0,0793 Germany 0,0152 (0,43) 0,0885 -0,0027 -(0,07) 0,0893 -0,0081 -(0,17) 0,0897 0,0131 (0,48) 0,0372 0,0078 (0,36) 0,0458 -0,0015 -(0,05) 0,0404 France 0,0393 (1,09) 0,1430 0,0269 (0,66) 0,1357 0,0244 (0,51) 0,1506 0,0016 (0,06) 0,1527 0,0004 (0,02) 0,0682 -0,0136 -(0,48) 0,0941 Greece 0,0384 (0,53) 0,1068 -0,0388 -(0,47) 0,1023 -0,0254 -(0,26) 0,1398 0,0718 (1,28) 0,0914 0,0309 (0,70) 0,0606 0,0974 (1,65) 0,1352 Ireland -0,0047 -(0,08) 0,1214 0,0168 (0,27) 0,0894 -0,0208 -(0,28) 0,1081 -0,0321 -(0,75) 0,0268 -0,0202 -(0,61) 0,0682 -0,0137 -(0,31) 0,0562 Italy 0,0352 (1,28) 0,0706 0,0122 (0,39) 0,0437 0,0285 (0,77) 0,0750 0,0113 (0,53) 0,0457 0,0099 (0,60) 0,0583 -0,0020 -(0,09) 0,0610 Netherlands 0,0223 (0,63) 0,1267 0,0140 (0,35) 0,1453 0,0280 (0,59) 0,1513 -0,0067 -(0,24) 0,0751 0,0022 (0,10) 0,0741 0,0045 (0,16) 0,0908 Portugal -0,0577 -(1,43) 0,1897 -0,0090 -(0,20) 0,1640 -0,0516 -(0,95) 0,2396 -0,0303 -(0,97) 0,1044 -0,0129 -(0,53) 0,1103 -0,0479 -(1,47) 0,1370 Spain -0,0387 -(1,00) 0,0885 -0,0089 -(0,20) 0,2643 0,0291 (0,53) 0,2418 -0,0178 -(0,59) 0,0554 -0,0145 -(0,62) 0,0488 -0,0266 -(0,81) 0,0862 Observations Used: 126 126 121 126 126 121 R² 0,2043 0,0647 0,0904 0,1946 0,1444 0,1250 Adj R² 0,0616 -0,1029 -0,0808 0,0502 -0,0090 -0,0396 RMSE 0,1196 0,1346 0,1574 0,0924 0,0722 0,0940

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Fix effects model on medium and long-term loans to entreprises Pass-through speed 1-3 months 3-6 months Market rate estimation: overnigh monetary policy 3 months monetary policy cost of fund approach overnigh monetary policy 3 months monetary policy cost of fund approach variables: dependant 1-3 months speed 1-3 months speed 1-3 months speed 3-6 months speed 3-6 months speed 3-6 months speed independent intercept -0,0046 -(0,12) 0,0465 (1,19) 0,0466 (1,13) -0,0022 -(0,09) 0,0240 (1,36) 0,0224 (0,87) macroeconomic variables growth -0,0578 -(1,55) -0,0818 -(2,20) -0,0305 -(0,77) -0,0558 -(2,39) -0,0327 -(1,95) -0,0154 -(0,62) inflation 0,0469 (0,99) 0,0139 (0,29) 0,0732 (1,26) 0,0140 (0,47) 0,0297 (1,39) 0,0076 (0,21) money market rate volatility -0,0342 -(1,37) -0,0088 -(0,35) 0,0335 (0,64) -0,0408 -(2,61) -0,0218 -(1,94) 0,0258 (0,79) competition variables direct finance competition -0,0329 -(0,65) -0,0691 -(1,36) -0,0527 -(1,01) -0,0460 -(1,45) -0,0364 -(1,60) -0,0136 -(0,42) bank external competition -1,1972 -(2,20) -2,1445 -(3,95) -1,3497 -(2,36) -0,6506 -(1,91) -0,2757 -(1,13) -0,0761 -(0,21) bank concentration CR5 1,4733 (1,72) 0,7361 (0,86) 0,4547 (0,49) 0,9368 (1,74) 0,2547 (0,66) 0,4827 (0,83) banking health variables bank net interest margin -0,0395 -(0,13) 0,0400 (0,13) 0,0667 (0,18) -0,1809 -(0,92) 0,1267 (0,90) 0,1065 (0,47) bank return on assets -0,1602 -(1,02) -0,0387 -(0,25) 0,0066 (0,04) -0,0501 -(0,51) -0,0547 -(0,77) -0,0386 -(0,36) dummies for structural breaks harmonization: 2003 0,0467 (0,65) 0,0582 (0,82) 0,1168 (1,48) 0,0672 (1,50) 0,0463 (1,44) 0,0033 (0,07) interest rate convergence: 1998 0,0654 (1,08) 0,0465 (0,77) 0,0275 (0,45) 0,0051 (0,13) 0,0034 (0,12) -0,0089 -(0,23) dummies for countries RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE Belgium -0,0096 -(0,19) 0,0910 -0,0137 -(0,27) 0,1697 -0,0202 -(0,39) 0,1612 -0,0189 -(0,60) 0,0991 -0,0035 -(0,15) 0,0931 -0,0044 -(0,14) 0,0793 Germany -0,0241 -(0,32) 0,2606 -0,0377 -(0,50) 0,0749 -0,0518 -(0,68) 0,0221 0,0166 (0,35) 0,0663 -0,0131 -(0,39) 0,0241 0,0018 (0,04) 0,0120 Finland 0,0187 (0,32) 0,1004 0,0092 (0,16) 0,1022 0,0114 (0,19) 0,1119 0,0152 (0,41) 0,1052 0,0146 (0,55) 0,0376 0,0053 (0,14) 0,0448 France 0,0398 (0,81) 0,0851 0,0369 (0,75) 0,0872 0,0104 (0,21) 0,1441 0,0187 (0,61) 0,1354 0,0097 (0,44) 0,0550 -0,0055 -(0,17) 0,0914 Greece 0,0498 (0,56) 0,1136 0,0262 (0,29) 0,1593 0,0443 (0,46) 0,1340 0,0326 (0,58) 0,1079 -0,0154 -(0,38) 0,0738 -0,0086 -(0,14) 0,1084 Ireland -0,0266 -(0,36) 0,1305 0,0005 (0,01) 0,1392 0,0145 (0,18) 0,0808 -0,0125 -(0,27) 0,0303 0,0018 (0,05) 0,0464 0,0031 (0,06) 0,0528 Italy 0,0279 (0,45) 0,2001 0,0167 (0,27) 0,1312 0,0063 (0,10) 0,0956 0,0138 (0,36) 0,0448 0,0032 (0,12) 0,0373 0,0156 (0,39) 0,0237 Portugal -0,0519 -(0,84) 0,2753 -0,0189 -(0,31) 0,2548 0,0117 (0,18) 0,2547 -0,0389 -(1,01) 0,0766 0,0079 (0,28) 0,1074 -0,0029 -(0,07) 0,1943 Spain -0,0240 -(0,46) 0,0743 -0,0192 -(0,37) 0,1029 -0,0267 -(0,47) 0,1359 -0,0266 -(0,81) 0,0390 -0,0052 -(0,22) 0,0426 -0,0044 -(0,13) 0,0621 Observations Used: 78 78 73 78 78 73 R² 0,2281 0,3049 0,2112 0,2502 0,2263 0,0542 Adj R² -0,0074 0,0928 -0,0518 0,0215 -0,0098 -0,2611 RMSE 0,1568 0,1568 0,1593 0,0983 0,0707 0,1000

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Fix effects model on current account deposits Pass-through speed 1-3 months 3-6 months Market rate estimation: overnigh monetary policy 3 months monetary policy cost of fund approach overnigh monetary policy 3 months monetary policy cost of fund approach variables: dependant 1-3 months speed 1-3 months speed 1-3 months speed 3-6 months speed 3-6 months speed 3-6 months speed independent intercept 0,0050 (0,37) 0,0078 (0,53) 0,0078 (0,29) 0,0065 (0,52) 0,0072 (0,62) 0,0017 (0,15) macroeconomic variables growth 0,0012 (0,07) 0,0029 (0,17) -0,0347 -(1,00) 0,0003 (0,02) 0,0182 (1,33) 0,0340 (2,28) inflation 0,0438 (2,76) 0,0367 (2,12) 0,0012 (0,03) 0,0103 (0,70) 0,0095 (0,69) 0,0323 (2,13) money market rate volatility -0,0178 -(2,63) -0,0139 -(1,88) 0,0068 (0,50) -0,0016 -(0,25) 0,0031 (0,52) -0,0019 -(0,33) competition variables direct finance competition -0,0029 -(0,16) 0,0022 (0,11) -0,0121 -(0,29) 0,0229 (1,34) 0,0197 (1,25) 0,0214 (1,19) bank external competition 0,4022 (0,70) -0,0940 -(0,15) -0,5840 -(0,47) -0,6130 -(1,15) -0,2540 -(0,51) 0,2463 (0,46) bank concentration CR5 -0,1693 -(0,53) 0,1693 (0,49) 0,6718 (1,02) 0,2653 (0,89) -0,1842 -(0,67) -0,3125 -(1,10) banking health variables bank net interest margin 0,1291 (1,30) 0,0147 (0,14) -0,2560 -(1,21) -0,0694 -(0,75) 0,1413 (1,65) 0,1053 (1,15) bank return on assets 0,0037 (0,08) 0,0064 (0,13) 0,0696 (0,82) 0,0393 (0,96) 0,0273 (0,72) 0,0059 (0,16) dummies for structural breaks harmonization: 2003 interest rate convergence: 1998 -0,0052 -(0,26) -0,0183 -(0,85) -0,0205 -(0,54) -0,0206 -(1,13) -0,0053 -(0,31) -0,0280 -(1,72) dummies for countries RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE Austria -0,0035 -(0,19) 0,0207 -0,0080 -(0,39) 0,0169 -0,0159 -(0,41) 0,0175 0,0080 (0,46) 0,0088 0,0174 (1,08) 0,0129 0,0146 (0,87) 0,0094 Finland -0,0011 -(0,07) 0,0425 -0,0089 -(0,49) 0,0397 -0,0159 -(0,46) 0,1245 -0,0239 -(1,53) 0,0483 -0,0136 -(0,94) 0,0432 -0,0083 -(0,56) 0,0345 Germany -0,0115 -(0,44) 0,0232 0,0196 (0,68) 0,0445 0,0591 (1,13) 0,0558 0,0369 (1,50) 0,0381 -0,0181 -(0,79) 0,0192 -0,0116 -(0,52) 0,0356 Italy 0,0124 (0,97) 0,0439 0,0086 (0,61) 0,0448 -0,0019 -(0,08) 0,0404 0,0047 (0,39) 0,0384 0,0074 (0,67) 0,0377 0,0092 (0,85) 0,0376 Netherlands -0,0080 -(0,55) 0,0276 -0,0059 -(0,37) 0,0153 0,0024 (0,09) 0,0179 -0,0140 -(1,04) 0,0122 -0,0105 -(0,85) 0,0111 -0,0151 -(1,24) 0,0206 Spain 0,0117 (0,69) 0,0412 -0,0055 -(0,30) 0,0506 -0,0278 -(0,84) 0,0619 -0,0116 -(0,74) 0,0277 0,0174 (1,19) 0,0359 0,0112 (0,79) 0,0214 Observations Used: 53 53 49 53 53 49 R² 0,3848 0,2353 0,1251 0,1848 0,1795 0,3053 Adj R² 0,1582 -0,0464 -0,2351 -0,1156 -0,1228 0,0192 RMSE 0,0401 0,0437 0,0768 0,0373 0,0346 0,0331

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Fix effects model on time deposits Pass-through speed 1-3 months 3-6 months Market rate estimation: overnigh monetary policy 3 months monetary policy overnigh monetary policy 3 months monetary policy variables: dependant 1-3 months speed 1-3 months speed 3-6 months speed 3-6 months speed independent intercept -0,0001 (0,00) -0,0208 -(0,84) -0,0030 -(0,17) -0,0065 -(0,53) macroeconomic variables growth -0,0189 -(0,77) -0,0294 -(1,28) 0,0140 (0,87) -0,0163 -(1,43) inflation 0,0080 (0,23) -0,0228 -(0,70) 0,0405 (1,78) 0,0056 (0,35) money market rate volatility -0,0067 -(0,35) -0,0147 -(0,82) -0,0289 -(2,32) -0,0207 -(2,34) competition variables direct finance competition 0,0216 (1,16) 0,0147 (0,85) 0,0145 (1,19) -0,0127 -(1,47) bank external competition -0,0905 -(0,12) 0,2369 (0,33) 0,5885 (1,18) 0,2495 (0,71) bank concentration CR5 0,3148 (0,47) 0,4344 (0,70) -0,4907 -(1,13) 0,4117 (1,34) banking health variables bank net interest margin -0,0557 -(0,24) 0,0619 (0,29) -0,0640 -(0,42) -0,0895 -(0,84) bank return on assets 0,0214 (0,12) -0,0158 -(0,09) 0,0181 (0,16) -0,0380 -(0,46) dummies for structural breaks harmonization: 2003 -0,1340 -(2,66) -0,0292 -(0,62) -0,0217 -(0,66) -0,0206 -(0,89) interest rate convergence: 1998 0,0067 (0,16) 0,0186 (0,47) -0,0240 -(0,87) -0,0314 -(1,62) dummies for countries RMSE RMSE RMSE RMSE Austria 0,0116 (0,24) 0,0893 -0,0111 -(0,25) 0,0312 0,0121 (0,38) 0,0413 0,0252 (1,13) 0,0319 Belgium -0,0152 -(0,39) 0,1414 0,0016 (0,04) 0,1222 0,0217 (0,85) 0,0791 -0,0374 -(1,98) 0,0582 Germany -0,0038 -(0,13) 0,0321 0,0028 (0,10) 0,0326 0,0102 (0,53) 0,0465 0,0060 (0,44) 0,0378 Finland -0,0209 -(0,32) 0,0816 0,0192 (0,32) 0,0849 0,0037 (0,09) 0,0714 0,0211 (0,70) 0,0926 Greece 0,0161 (0,22) 0,0445 -0,0383 -(0,55) 0,0906 -0,0092 -(0,19) 0,0651 -0,0011 -(0,03) 0,0524 Italy 0,0612 (1,25) 0,1671 0,0329 (0,72) 0,1243 -0,0174 -(0,54) 0,1332 0,0120 (0,53) 0,0367 Netherlands -0,0382 -(1,27) 0,1994 -0,0013 -(0,05) 0,1629 -0,0201 -(1,02) 0,1112 -0,0023 -(0,17) 0,0665 Portugal -0,0051 -(0,13) 0,0793 -0,0129 -(0,36) 0,1231 0,0152 (0,61) 0,0344 -0,0111 -(0,62) 0,0454 Spain -0,0057 -(0,14) 0,0942 0,0071 (0,18) 0,1126 -0,0163 -(0,60) 0,0858 -0,0124 -(0,65) 0,0436 Observations Used: 113 112 113 112 R² 0,1759 0,0566 0,1368 0,1740 Adj R² 0,0181 -0,1260 -0,0285 0,0141 RMSE 0,1261 0,1174 0,0823 0,0581

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Fix effects model on savings accounts Pass-through speed 1-3 months 3-6 months Market rate estimation: overnigh monetary policy 3 months monetary policy overnigh monetary policy 3 months monetary policy variables: dependant 1-3 months speed 1-3 months speed 3-6 months speed 3-6 months speed independent intercept -0,0349 -(0,68) 0,0648 (0,90) 0,0231 (0,41) -0,0184 -(0,63) macroeconomic variables growth 0,0098 (0,35) 0,0076 (0,19) -0,0156 -(0,51) 0,0040 (0,25) inflation -0,0178 -(0,39) 0,0291 (0,46) 0,0671 (1,36) 0,0081 (0,31) money market rate volatility -0,0170 -(0,97) 0,0018 (0,07) -0,0367 -(1,92) -0,0248 -(2,48) competition variables direct finance competition -0,0374 -(0,90) -0,0810 -(1,39) -0,0403 -(0,89) -0,0030 -(0,13) bank external competition 1,5388 (0,71) -4,7610 -(1,56) 1,2890 (0,54) 1,0345 (0,83) bank concentration CR5 0,3185 (0,15) 6,6439 (2,25) -0,1889 -(0,08) -0,0710 -(0,06) banking health variables bank net interest margin 0,1335 (0,47) 0,0455 (0,11) 0,1576 (0,51) 0,0106 (0,06) bank return on assets -0,1472 -(0,30) 0,2121 (0,31) 0,3483 (0,65) 0,0246 (0,09) dummies for structural breaks harmonization: 2003 interest rate convergence: 1998 0,0126 (0,31) 0,0134 (0,24) -0,0782 -(1,77) -0,0279 -(1,21) dummies for countries RMSE RMSE RMSE RMSE Belgium 0,0047 (0,07) 0,0600 -0,1812 -(1,99) 0,0512 -0,0195 -(0,28) 0,0519 0,0085 (0,23) 0,0235 France 0,0273 (0,65) 0,1078 -0,0461 -(0,78) 0,0642 0,0169 (0,37) 0,1298 0,0116 (0,48) 0,0638 Germany 0,0281 (0,85) 0,0790 -0,0447 -(0,96) 0,2270 0,0299 (0,82) 0,0550 0,0218 (1,15) 0,0307 Greece -0,0974 -(0,96) 0,0513 0,1624 (1,14) 0,1221 -0,0175 -(0,16) 0,0654 -0,0403 -(0,70) 0,0501 Ireland 0,0372 (0,81) 0,0435 0,1096 (1,71) 0,0384 -0,0097 -(0,19) 0,0363 -0,0017 -(0,06) 0,0228 Observations Used: 60 60 60 60 R² 0,1182 0,1871 0,1984 0,2117 Adj R² -0,1310 -0,0426 -0,0281 -0,0111 RMSE 0,0871 0,1221 0,0951 0,0498

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Fix effects model on total observations (all retail interest rates) Sign asymmetry level distorsion absolute value Market rate estimation: overnigh monetary policy 3 months monetary policy cost of fund approach overnigh monetary policy 3 months monetary policy cost of fund approach variables: dependent parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat independent intercept -0,0720 -(2,68) -0,1363 -(4,77) -0,0845 -(3,83) -0,0161 -(0,82) -0,0156 -(0,97) -0,0320 -(2,12) macroeconomic variables growth -0,0036 -(0,14) 0,0156 (0,56) 0,0334 (1,54) 0,0175 (0,91) 0,0036 (0,23) -0,0035 -(0,24) inflation 0,0326 (0,85) -0,1420 -(3,49) 0,0142 (0,44) -0,0382 -(1,37) -0,0471 -(2,06) -0,0387 -(1,75) money market rate volatility -0,0432 -(2,12) -0,0095 -(0,44) -0,0249 -(1,47) 0,0240 (1,61) -0,0004 -(0,03) -0,0037 -(0,32) competition variables direct finance competition 0,0372 (1,53) 0,0662 (2,57) 0,0430 (2,17) 0,0253 (1,43) 0,0094 (0,65) 0,0250 (1,86) bank external competition 0,3575 (0,69) 0,3636 (0,66) -0,2086 -(0,49) -0,2514 -(0,67) -0,3686 -(1,20) 0,0980 (0,34) bank concentration CR5 -1,0486 -(1,49) 0,3746 (0,50) -0,3755 -(0,65) 0,2687 (0,52) 0,1706 (0,40) 0,3799 (0,96) banking health variables bank net interest margin 0,2701 (1,14) 0,1900 (0,76) -0,4694 -(2,42) -0,1012 -(0,59) -0,0984 -(0,70) -0,1894 -(1,40) bank return on assets -0,0731 -(0,52) 0,0858 (0,57) 0,0241 (0,21) 0,1431 (1,39) 0,0367 (0,44) 0,0830 (1,06) dummies for structural breaks harmonization: 2003 0,0411 (0,74) 0,0683 (1,16) -0,0167 -(0,37) 0,0521 (1,28) 0,1124 (3,39) 0,1227 (4,07) interest rate convergence: 1998 -0,0633 -(1,41) -0,0061 -(0,13) -0,0370 -(1,00) -0,0783 -(2,39) -0,0181 -(0,68) -0,0353 -(1,42) dummies for countries RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE Austria -0,0359 -(0,65) 0,2734 -0,0719 -(1,23) 0,2461 -0,1652 -(3,66) 0,2583 0,0012 (0,03) 0,1619 0,0307 (0,94) 0,1393 0,0472 (1,55) 0,1581 Belgium 0,0077 (0,20) 0,2876 -0,0002 (0,00) 0,3098 -0,0760 -(2,32) 0,2569 -0,0018 -(0,06) 0,2222 -0,0059 -(0,24) 0,1782 -0,0235 -(1,05) 0,2021 Germany -0,1201 -(3,34) 0,4765 -0,0138 -(0,36) 0,5403 -0,1002 -(3,38) 0,1972 -0,0471 -(1,80) 0,3562 -0,0406 -(1,90) 0,2223 -0,0203 -(1,01) 0,1278 Finland 0,0561 (1,04) 0,2409 -0,0772 -(1,35) 0,2273 0,1023 (2,31) 0,2214 -0,0341 -(0,86) 0,1709 -0,0147 -(0,46) 0,1640 -0,0078 -(0,26) 0,1871 France 0,0959 (2,27) 0,2259 0,1460 (3,26) 0,2564 0,1198 (3,48) 0,2221 0,0042 (0,14) 0,2063 0,0148 (0,59) 0,2258 -0,0040 -(0,17) 0,1607 Greece -0,0963 -(1,27) 0,2250 -0,1782 -(2,22) 0,1744 0,0892 (1,43) 0,2738 0,0386 (0,70) 0,1622 -0,0082 -(0,18) 0,1185 0,0200 (0,47) 0,1525 Ireland 0,0852 (1,38) 0,1419 0,0996 (1,52) 0,2531 -0,0682 -(1,34) 0,2504 0,0467 (1,03) 0,1180 0,0477 (1,30) 0,1221 0,0273 (0,79) 0,1769 Italy 0,0190 (0,44) 0,2865 0,0092 (0,20) 0,2564 -0,0197 -(0,55) 0,1885 0,0036 (0,11) 0,2978 -0,0026 -(0,10) 0,1547 -0,0066 -(0,27) 0,1511 Netherlands -0,1521 -(3,63) 0,4270 -0,2148 -(4,83) 0,3823 -0,0336 -(0,97) 0,3547 -0,0192 -(0,63) 0,2355 -0,0164 -(0,66) 0,1694 -0,0206 -(0,88) 0,1814 Portugal 0,1185 (2,51) 0,2922 0,2028 (4,06) 0,3739 0,1483 (3,83) 0,2937 0,0072 (0,21) 0,1684 -0,0049 -(0,18) 0,2718 -0,0157 -(0,60) 0,2043 Spain 0,0222 (0,52) 0,196 0,0983 (2,18) 0,1914 0,0032 (0,09) 0,2538 0,0007 (0,02) 0,1272 0,0001 (0,01) 0,1219 0,0040 (0,16) 0,1591 Observations Used: 586 583 579 587 581 568 R² 0,0914 0,1338 0,1616 0,0404 0,0552 0,0917 Adj R² 0,0592 0,1030 0,1316 0,0063 0,0215 0,0585 RMSE 0,3116 0,3304 0,2560 0,2276 0,1855 0,1725

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Fix effects model on loans rates Sign asymmetry level distorsion absolute value Market rate estimation: overnigh monetary policy 3 months monetary policy cost of fund approach overnigh monetary policy 3 months monetary policy cost of fund approach variables: dependent parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat independent intercept -0,0370 -(1,01) -0,1030 -(2,51) -0,0311 -(1,11) -0,0111 -(0,41) -0,0314 -(1,37) -0,0592 -(2,76) macroeconomic variables growth 0,0027 (0,08) 0,0120 (0,30) 0,0458 (1,67) 0,0274 (1,04) 0,0053 (0,24) -0,0114 -(0,56) inflation 0,0345 (0,63) -0,1996 -(3,24) 0,0326 (0,75) -0,0543 -(1,33) -0,0591 -(1,71) -0,0351 -(1,04) money market rate volatility -0,0404 -(1,26) -0,0107 -(0,30) -0,0354 -(1,42) 0,0314 (1,32) -0,0213 -(1,06) -0,0279 -(1,48) competition variables direct finance competition 0,0364 (1,07) 0,0397 (1,04) 0,0301 (1,15) 0,0327 (1,29) 0,0123 (0,57) 0,0353 (1,81) bank external competition 0,2717 (0,44) 0,0319 (0,05) -0,2216 -(0,46) -0,3886 -(0,84) -0,4539 -(1,16) 0,0903 (0,25) bank concentration CR5 -1,4356 -(1,53) 0,8077 (0,76) -0,3458 -(0,48) 0,3113 (0,44) 0,1051 (0,18) 0,7221 (1,32) banking health variables bank net interest margin 0,3927 (1,19) 0,5537 (1,50) -0,5641 -(2,21) 0,0034 (0,01) -0,2031 -(0,98) -0,4404 -(2,20) bank return on assets -0,1634 -(0,88) 0,0461 (0,22) -0,0124 -(0,09) 0,1502 (1,08) 0,0576 (0,49) 0,1058 (0,99) dummies for structural breaks harmonization: 2003 0,0354 (0,50) 0,1160 (1,43) -0,0296 -(0,55) 0,0713 (1,35) 0,1167 (2,58) 0,1224 (3,05) interest rate convergence: 1998 -0,0900 -(1,46) -0,0221 -(0,32) -0,0642 -(1,35) -0,1069 -(2,33) -0,0311 -(0,80) -0,0576 -(1,63) dummies for countries RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE Austria -0,0154 -(0,21) 0,3169 -0,0292 -(0,35) 0,2252 -0,1875 -(3,24) 0,2813 -0,0001 (0,00) 0,1851 0,0210 (0,45) 0,1523 0,0471 (1,09) 0,1897 Belgium 0,0028 (0,05) 0,3224 -0,0493 -(0,86) 0,3581 -0,1680 -(4,26) 0,2820 -0,0090 -(0,24) 0,2389 -0,0014 -(0,04) 0,1978 -0,0307 -(1,05) 0,2234 Germany -0,1132 -(2,06) 0,6045 0,1353 (2,19) 0,7254 -0,0459 -(1,08) 0,2073 -0,0592 -(1,45) 0,4422 -0,0714 -(2,07) 0,2942 -0,0383 -(1,19) 0,1309 Finland 0,0301 (0,42) 0,2779 -0,1675 -(2,09) 0,2262 0,1089 (1,97) 0,2307 -0,0399 -(0,75) 0,1989 -0,0151 -(0,34) 0,1720 0,0028 (0,07) 0,1937 France 0,0785 (1,52) 0,2453 0,1639 (2,83) 0,2897 0,0948 (2,40) 0,2381 -0,0001 (0,00) 0,2288 0,0242 (0,75) 0,2487 -0,0019 -(0,06) 0,1791 Greece -0,1143 -(1,00) 0,1137 -0,2593 -(2,02) 0,2003 0,2024 (2,27) 0,1742 0,0024 (0,03) 0,0939 -0,0273 -(0,38) 0,0990 0,0305 (0,46) 0,1442 Ireland 0,0967 (1,11) 0,1678 0,1004 (1,02) 0,2503 -0,1786 -(2,64) 0,2741 0,0764 (1,17) 0,1454 0,0588 (1,07) 0,1266 0,0086 (0,17) 0,2023 Italy -0,0374 -(0,66) 0,3072 -0,0054 -(0,09) 0,2833 -0,0715 -(1,62) 0,2172 0,0015 (0,04) 0,3296 0,0102 (0,29) 0,1423 0,0122 (0,37) 0,1664 Netherlands -0,0747 -(1,09) 0,3959 -0,2715 -(3,53) 0,4239 0,1404 (2,65) 0,2638 -0,0072 -(0,14) 0,2169 0,0005 (0,01) 0,1858 0,0043 (0,11) 0,2119 Portugal 0,1404 (2,28) 0,3086 0,2428 (3,51) 0,3983 0,1311 (2,75) 0,2847 0,0183 (0,40) 0,1815 -0,0058 -(0,15) 0,2931 -0,0349 -(0,98) 0,2024 Spain 0,0066 (0,12) 0,2153 0,1399 (2,18) 0,2099 -0,0261 -(0,58) 0,2858 0,0169 (0,40) 0,1288 0,0063 (0,17) 0,1323 0,0003 (0,01) 0,1835 Observations Used: 361 360 358 361 360 351 R² 0,0713 0,1686 0,2311 0,0571 0,0814 0,1366 Adj R² 0,0166 0,1196 0,1855 0,0016 0,0272 0,0842 RMSE 0,3342 0,3753 0,2584 0,2492 0,2099 0,1916

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Fix effects model on deposits rates Sign asymmetry level distorsion absolute value Market rate estimation: overnigh monetary policy 3 months monetary policy cost of fund approach overnigh monetary policy 3 months monetary policy cost of fund approach variables: dependent parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat independent intercept -0,1297 -(2,90) -0,1902 -(5,60) -0,1823 -(5,22) -0,0273 -(0,86) 0,0176 (0,77) 0,0215 (0,95) macroeconomic variables growth -0,0151 -(0,38) 0,0136 (0,45) 0,0195 (0,63) 0,0009 (0,03) -0,0070 -(0,34) 0,0017 (0,08) inflation 0,0151 (0,28) -0,1120 -(2,77) -0,0463 -(1,10) -0,0251 -(0,66) -0,0237 -(0,88) -0,0170 -(0,63) money market rate volatility -0,0502 -(1,97) -0,0150 -(0,78) -0,0215 -(1,09) 0,0148 (0,82) 0,0205 (1,60) 0,0197 (1,55) competition variables direct finance competition 0,0426 (1,23) 0,0927 (3,59) 0,0790 (2,97) 0,0104 (0,43) 0,0004 (0,02) 0,0016 (0,09) bank external competition 0,9962 (0,72) 1,5013 (1,46) 1,7118 (1,61) 0,3791 (0,39) -0,6133 -(0,89) -0,4833 -(0,72) bank concentration CR5 -0,4653 -(0,43) -0,6218 -(0,76) -0,7145 -(0,85) 0,0992 (0,13) 0,3361 (0,61) -0,0459 -(0,08) banking health variables bank net interest margin 0,0551 (0,16) -0,2741 -(1,08) -0,4146 -(1,59) -0,2137 -(0,90) 0,1502 (0,89) 0,1755 (1,05) bank return on assets 0,0893 (0,41) 0,1843 (1,12) 0,1274 (0,75) 0,1457 (0,94) -0,0303 -(0,28) 0,0020 (0,02) dummies for structural breaks harmonization: 2003 0,0230 (0,22) -0,0857 -(1,17) -0,0835 -(1,11) -0,0169 -(0,23) 0,1009 (2,07) 0,1033 (2,16) interest rate convergence: 1998 -0,0241 -(0,37) 0,0200 (0,41) -0,0065 -(0,13) -0,0345 -(0,76) 0,0020 (0,06) -0,0015 -(0,05) dummies for countries RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE Austria -0,0785 -(0,98) 0,1678 -0,1269 -(2,11) 0,2534 -0,1491 -(2,41) 0,2384 0,0012 (0,02) 0,1078 0,0492 (1,23) 0,1175 0,0452 (1,15) 0,1152 Belgium 0,0022 (0,03) 0,1728 0,1095 (2,15) 0,0993 0,1035 (1,97) 0,0947 0,0120 (0,26) 0,1849 0,0003 (0,01) 0,0950 0,0096 (0,27) 0,0926 Germany -0,1152 -(2,43) 0,3265 -0,1318 -(3,69) 0,1477 -0,1248 -(3,38) 0,1406 -0,0316 -(0,94) 0,2535 -0,0173 -(0,72) 0,1171 -0,0155 -(0,66) 0,1177 Finland 0,0841 (0,98) 0,1676 0,0608 (0,94) 0,1769 0,0712 (1,07) 0,1865 -0,0237 -(0,39) 0,0915 -0,0085 -(0,20) 0,1535 -0,0144 -(0,34) 0,1587 France 0,1082 (1,29) 0,1245 0,0783 (1,24) 0,0404 0,0769 (1,18) 0,0344 0,0197 (0,33) 0,0750 -0,0019 -(0,04) 0,0160 -0,0044 -(0,11) 0,0160 Greece -0,0707 -(0,66) 0,2804 -0,1095 -(1,37) 0,2048 -0,0425 -(0,52) 0,2815 0,0595 (0,79) 0,1963 -0,0022 -(0,04) 0,1317 -0,0006 -(0,01) 0,1510 Ireland 0,0655 (0,76) 0,0513 0,1344 (2,08) 0,2048 0,0835 (1,26) 0,2060 0,0111 (0,18) 0,0511 0,0384 (0,89) 0,1193 0,0384 (0,90) 0,1200 Italy 0,1147 (1,69) 0,2208 0,0199 (0,39) 0,2078 0,0288 (0,55) 0,1188 0,0059 (0,12) 0,2199 -0,0234 -(0,69) 0,1775 -0,0379 -(1,13) 0,1115 Netherlands -0,2006 -(3,82) 0,4402 -0,1754 -(4,45) 0,3030 -0,1621 -(4,00) 0,3091 -0,0295 -(0,80) 0,2555 -0,0337 -(1,28) 0,1626 -0,0363 -(1,41) 0,1610 Portugal 0,0479 (0,63) 0,2358 0,1052 (1,85) 0,2787 0,1012 (1,73) 0,2921 -0,0054 -(0,10) 0,1288 0,0043 (0,11) 0,1961 0,0155 (0,41) 0,1981 Spain 0,0423 (0,65) 0,1462 0,0355 (0,73) 0,1394 0,0134 (0,26) 0,1278 -0,0193 -(0,42) 0,1208 -0,0052 -(0,16) 0,0916 0,0005 (0,01) 0,0786 Observations Used: 225 223 221 224 221 217 R² 0,1626 0,2790 0,2536 0,0297 0,0575 0,0613 Adj R² 0,0806 0,2076 0,1790 -0,0659 -0,0367 -0,0345 RMSE 0,2784 0,2091 0,2151 0,1963 0,1396 0,1367

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Fix effects model on mortgage loans to households Sign asymmetry level distorsion absolute value Market rate estimation: overnigh monetary policy 3 months monetary policy cost of fund approach overnigh monetary policy 3 months monetary policy cost of fund approach variables: dependent parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat independent intercept -0,0724 -(0,80) 0,1201 (0,98) -0,1258 -(2,10) 0,0554 (0,71) 0,0021 (0,03) -0,1665 -(3,07) macroeconomic variables growth -0,1306 -(1,57) -0,0933 -(0,83) 0,0962 (1,75) 0,2256 (3,14) -0,0094 -(0,15) -0,0066 -(0,13) inflation 0,0577 (0,38) -0,6421 -(3,14) 0,0797 (0,80) 0,1374 (1,06) -0,2756 -(2,34) -0,0432 -(0,48) money market rate volatility -0,2849 -(2,34) -0,2886 -(1,77) 0,0339 (0,42) 0,1078 (1,03) -0,0754 -(0,80) -0,0736 -(1,02) competition variables direct finance competition 0,0200 (0,29) 0,0752 (0,80) 0,0342 (0,75) 0,0522 (0,87) 0,0694 (1,28) 0,0960 (2,32) bank external competition -0,1926 -(0,14) -2,6521 -(1,44) -1,7180 -(1,90) 1,9241 (1,63) -1,8582 -(1,75) 1,7285 (2,11) bank concentration CR5 -0,1085 -(0,05) -0,4136 -(0,14) -0,2655 -(0,18) -3,0408 -(1,59) -0,6601 -(0,38) 1,5345 (1,16) banking health variables bank net interest margin 0,0087 (0,01) 2,5478 (2,35) -1,0427 -(1,97) 0,5747 (0,83) 0,2814 (0,45) -0,9630 -(2,01) bank return on assets -0,2284 -(0,54) 0,0345 (0,06) 0,2733 (0,98) 0,0668 (0,18) 0,1880 (0,58) 0,3369 (1,34) dummies for structural breaks harmonization: 2003 -0,0468 -(0,27) -0,0878 -(0,36) 0,1413 (1,25) 0,1016 (0,69) 0,0968 (0,68) -0,0430 -(0,42) interest rate convergence: 1998 -0,1415 -(0,97) 0,0165 (0,08) 0,0155 (0,16) -0,2868 -(2,29) -0,0815 -(0,73) -0,0656 -(0,76) dummies for countries RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE Austria 0,2218 (1,44) 0,3124 -0,0601 -(0,29) 0,1362 -0,0527 -(0,52) 0,2967 -0,0655 -(0,49) 0,2748 0,0777 (0,65) 0,1337 0,0913 (0,99) 0,2287 Belgium -0,0238 -(0,19) 0,3251 -0,0643 -(0,38) 0,6052 -0,1598 -(1,95) 0,2312 0,0428 (0,40) 0,3258 0,0056 (0,06) 0,2894 -0,0471 -(0,64) 0,2987 Germany -0,4822 -(3,84) 0,7592 0,3259 (1,94) 0,9924 0,0655 (0,79) 0,1183 -0,0689 -(0,64) 0,6747 -0,1059 -(1,09) 0,4506 0,0337 (0,45) 0,1069 Finland 0,2268 (1,48) 0,2875 -0,5020 -(2,44) 0,2673 0,1028 (1,02) 0,2060 -0,0018 -(0,01) 0,1683 -0,1046 -(0,88) 0,1937 -0,0541 -(0,59) 0,1299 France 0,1149 (0,95) 0,1589 0,0844 (0,50) 0,2944 -0,0172 -(0,22) 0,2173 -0,0327 -(0,32) 0,0993 -0,0421 -(0,43) 0,1586 -0,0297 -(0,42) 0,2291 Ireland -0,0269 -(0,14) 0,1675 0,4932 (1,98) 0,3609 -0,1222 -(1,00) 0,1696 0,0340 (0,21) 0,1983 0,1947 (1,35) 0,1236 -0,0022 -(0,02) 0,2246 Italy -0,1113 -(0,69) 0,1302 -0,3668 -(1,69) 0,4439 -0,1487 -(1,39) 0,1840 -0,1038 -(0,74) 0,1741 -0,0601 -(0,48) 0,1405 -0,0131 -(0,14) 0,2681 Netherlands -0,3190 -(2,57) 0,3334 -0,6934 -(4,17) 0,2965 0,2506 (3,07) 0,3057 -0,0660 -(0,62) 0,2861 -0,0350 -(0,36) 0,2307 0,0189 (0,26) 0,2488 Portugal 0,3559 (2,38) 0,4274 0,4999 (2,50) 0,4845 0,2350 (2,39) 0,3165 0,2074 (1,61) 0,2902 0,0189 (0,16) 0,5243 0,0149 (0,17) 0,2039 Spain 0,0438 (0,34) 0,2326 0,2832 (1,65) 0,3209 -0,1533 -(1,82) 0,3190 0,0545 (0,49) 0,2012 0,0509 (0,51) 0,2419 -0,0126 -(0,16) 0,2386 Observations Used: 93 92 93 93 92 93 R² 0,3955 0,4323 0,3913 0,2132 0,1615 0,3030 Adj R² 0,2382 0,2825 0,2329 0,0085 -0,0598 0,1216 RMSE 0,3982 0,5325 0,2619 0,3427 0,3071 0,2371

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Fix effects model on consumer loans to households Sign asymmetry level distorsion absolute value Market rate estimation: overnigh monetary policy 3 months monetary policy cost of fund approach overnigh monetary policy 3 months monetary policy cost of fund approach variables: dependent parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat independent intercept -0,0677 -(0,60) -0,1715 -(1,59) 0,1697 (2,07) -0,0095 -(0,13) 0,0072 (0,09) -0,1356 -(2,08) macroeconomic variables growth 0,0067 (0,10) -0,0162 -(0,26) 0,0115 (0,19) -0,0723 -(1,67) 0,0845 (1,79) -0,0230 -(0,50) inflation -0,2654 -(1,95) -0,3522 -(2,82) 0,1354 (1,21) -0,1189 -(1,37) 0,0440 (0,46) -0,1197 -(1,37) money market rate volatility 0,0806 (0,81) -0,0070 -(0,08) -0,0857 -(0,90) -0,0633 -(0,99) 0,0333 (0,48) -0,0556 -(0,72) competition variables direct finance competition 0,0597 (0,79) 0,0727 (1,00) -0,0666 -(1,00) 0,0248 (0,51) 0,0658 (1,19) 0,0959 (1,91) bank external competition 7,5373 (1,87) 5,3882 (1,21) -6,4969 -(2,45) -1,8265 -(0,71) -3,1404 -(0,93) -0,5440 -(0,27) bank concentration CR5 -4,4527 -(2,58) -1,0769 -(0,62) -1,6506 -(1,06) 1,1592 (1,05) 0,0464 (0,04) 1,0735 (0,89) banking health variables bank net interest margin 0,3581 (0,53) -0,3549 -(0,56) -0,6352 -(1,08) -0,0034 -(0,01) -0,2687 -(0,56) -1,0528 -(2,17) bank return on assets 0,4363 (1,32) 0,3765 (1,17) -0,3223 -(1,11) 0,0808 (0,38) 0,0585 (0,24) -0,0013 -(0,01) dummies for structural breaks harmonization: 2003 -0,2174 -(1,43) 0,1198 (0,77) 0,1372 (1,00) 0,0078 (0,08) 0,0023 (0,02) 0,1341 (1,28) interest rate convergence: 1998 -0,1185 -(1,02) -0,0672 -(0,63) -0,0656 -(0,63) -0,1369 -(1,84) -0,0731 -(0,90) -0,1010 -(1,28) dummies for countries RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE Austria -0,1226 -(1,18) 0,1516 0,0140 (0,14) 0,0799 -0,3280 -(3,53) 0,1486 0,0015 (0,02) 0,1452 0,0178 (0,24) 0,1072 0,0727 (1,03) 0,1470 Belgium 0,2754 (2,83) 0,2250 0,0618 (0,69) 0,1643 0,0759 (0,88) 0,2390 -0,0084 -(0,14) 0,1884 0,0385 (0,57) 0,2503 -0,0096 -(0,15) 0,1521 Germany 0,0899 (1,02) 0,2027 0,0140 (0,17) 0,2548 -0,1108 -(1,42) 0,1575 -0,0141 -(0,25) 0,1590 -0,0455 -(0,74) 0,1129 -0,0277 -(0,47) 0,1041 Finland -0,1376 -(1,31) 0,2105 -0,1902 -(1,97) 0,2122 0,1145 (1,20) 0,2200 -0,0017 -(0,02) 0,1642 -0,0371 -(0,51) 0,2129 0,1043 (1,38) 0,1905 France 0,0124 (0,15) 0,2834 0,1224 (1,60) 0,1906 0,0885 (1,19) 0,2119 0,0079 (0,15) 0,1747 -0,0113 -(0,19) 0,1171 -0,0278 -(0,49) 0,1090 Portugal -0,0222 -(0,21) 0,2858 0,0477 (0,49) 0,3168 0,2144 (2,28) 0,3733 -0,0108 -(0,16) 0,0669 0,0643 (0,88) 0,2538 -0,0833 -(1,14) 0,2868 Spain -0,0953 -(1,07) 0,2939 -0,0698 -(0,82) 0,2562 -0,0545 -(0,66) 0,1257 0,0256 (0,45) 0,1463 -0,0268 -(0,42) 0,0754 -0,0285 -(0,45) 0,1164 Observations Used: 65 64 65 65 64 63 R² 0,3892 0,3388 0,4646 0,2160 0,1723 0,4318 Adj R² 0,1857 0,1137 0,2862 -0,0454 -0,1095 0,2341 RMSE 0,2693 0,2474 0,2419 0,1721 0,1875 0,1826

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Fix effects model on short-term loans to enterprises Sign asymmetry level distorsion absolute value Market rate estimation: overnigh monetary policy 3 months monetary policy cost of fund approach overnigh monetary policy 3 months monetary policy cost of fund approach variables: dependent parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat independent intercept 0,0483 (0,93) -0,0491 -(1,08) 0,0028 (0,06) -0,0381 -(0,99) -0,0536 -(1,75) 0,0126 (0,43) macroeconomic variables growth 0,1083 (2,09) 0,1110 (2,42) 0,0364 (0,77) -0,0330 -(0,86) -0,0265 -(0,86) -0,0197 -(0,66) inflation 0,0828 (1,10) -0,1160 -(1,75) -0,0436 -(0,62) -0,1392 -(2,48) -0,0464 -(1,03) -0,0375 -(0,82) money market rate volatility 0,0022 (0,06) 0,0239 (0,68) -0,0146 -(0,40) 0,0474 (1,60) -0,0258 -(1,08) -0,0191 -(0,83) competition variables direct finance competition 0,0169 (0,38) 0,0472 (1,22) 0,0616 (1,56) 0,0268 (0,81) 0,0131 (0,50) -0,0074 -(0,30) bank external competition 0,1164 (0,13) 0,9453 (1,18) -0,1866 -(0,23) -1,6372 -(2,42) -0,0987 -(0,18) -0,4264 -(0,84) bank concentration CR5 -3,0825 -(1,61) -2,0380 -(1,22) -1,8988 -(1,11) 2,9023 (2,04) 0,6332 (0,56) 0,7901 (0,75) banking health variables bank net interest margin 1,1356 (2,04) 0,8069 (1,65) -0,2181 -(0,44) -0,3416 -(0,82) -0,3259 -(0,99) 0,1585 (0,48) bank return on assets -1,2946 -(2,16) -1,2031 -(2,27) -0,8192 -(1,52) 0,3681 (0,83) -0,2502 -(0,70) 0,0216 (0,06) dummies for structural breaks harmonization: 2003 0,1341 (1,29) 0,0162 (0,18) -0,0524 -(0,58) 0,0953 (1,23) 0,0197 (0,33) 0,0434 (0,79) interest rate convergence: 1998 -0,0495 -(0,56) 0,0007 (0,01) -0,0569 -(0,71) 0,0654 (0,99) 0,0192 (0,36) -0,0652 -(1,33) dummies for countries RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE Austria -0,2150 -(2,09) 0,3365 -0,1944 -(2,14) 0,3328 -0,1917 -(2,07) 0,2921 0,0502 (0,66) 0,2123 0,0054 (0,09) 0,2364 0,0406 (0,72) 0,2260 Belgium -0,0282 -(0,37) 0,2753 0,0775 (1,16) 0,1883 -0,1429 -(2,09) 0,2748 -0,0824 -(1,44) 0,2178 0,0027 (0,06) 0,1016 -0,0168 -(0,40) 0,1861 Germany -0,0478 -(0,60) 0,3830 -0,1138 -(1,63) 0,2616 -0,1338 -(1,87) 0,2388 -0,0244 -(0,41) 0,2300 -0,0482 -(1,02) 0,1956 -0,0175 -(0,38) 0,1091 France 0,1483 (1,75) 0,3408 0,2048 (2,89) 0,2565 0,1256 (1,74) 0,2442 0,0065 (0,10) 0,2787 0,0248 (0,52) 0,2652 0,0287 (0,65) 0,1600 Greece -0,3151 -(1,94) 0,1468 -0,3601 -(2,51) 0,1332 0,1003 (0,68) 0,1976 0,0686 (0,57) 0,1092 0,0007 (0,01) 0,0879 -0,0653 -(0,71) 0,1793 Ireland 0,0629 (0,51) 0,1864 -0,0238 -(0,22) 0,1785 -0,0825 -(0,74) 0,1315 0,1007 (1,10) 0,0980 0,0235 (0,32) 0,1073 0,0647 (0,94) 0,0420 Italy -0,0084 -(0,14) 0,2604 0,0041 (0,08) 0,2316 -0,0663 -(1,18) 0,1557 0,0016 (0,03) 0,2378 0,0187 (0,51) 0,1384 -0,0041 -(0,12) 0,0632 Netherlands 0,1604 (2,02) 0,2020 -0,0319 -(0,46) 0,3042 0,1160 (1,63) 0,2782 0,0111 (0,19) 0,0859 0,0218 (0,46) 0,1149 -0,0053 -(0,12) 0,1781 Portugal 0,1853 (2,05) 0,1725 0,3123 (3,92) 0,1902 0,1037 (1,28) 0,1887 -0,1039 -(1,55) 0,1167 -0,0523 -(0,97) 0,1560 -0,0253 -(0,50) 0,0983 Spain 0,0574 (0,66) 0,1148 0,1254 (1,64) 0,1749 0,1717 (2,13) 0,2614 -0,0278 -(0,43) 0,0731 0,0029 (0,06) 0,0855 0,0004 (0,01) 0,0943 Observations Used: 125 126 124 125 126 121 R² 0,2312 0,3023 0,3464 0,1209 0,0925 0,0750 Adj R² 0,0920 0,1773 0,2270 -0,0381 -0,0701 -0,0990 RMSE 0,2666 0,2354 0,2400 0,1981 0,1592 0,1464

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Fix effects model on medium and long-term loans to entreprises Sign asymmetry level distorsion absolute value Market rate estimation: overnigh monetary policy 3 months monetary policy cost of fund approach overnigh monetary policy 3 months monetary policy cost of fund approach variables: dependent parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat independent intercept -0,1062 -(1,53) -0,2394 -(3,46) -0,0639 -(1,11) -0,0486 -(0,73) 0,0222 (0,46) 0,0443 (1,03) macroeconomic variables growth 0,0392 (0,60) 0,0093 (0,14) 0,0158 (0,28) -0,0400 -(0,64) -0,0166 -(0,36) -0,0008 -(0,02) inflation 0,0292 (0,35) -0,0069 -(0,08) 0,0928 (1,28) -0,0795 -(0,99) 0,0227 (0,39) 0,0740 (1,27) money market rate volatility -0,0206 -(0,47) 0,0107 (0,24) -0,0355 -(0,96) 0,0029 (0,07) -0,0109 -(0,35) 0,0181 (0,66) competition variables direct finance competition 0,1013 (1,13) 0,0807 (0,90) -0,0297 -(0,40) -0,0093 -(0,11) -0,1320 -(2,10) -0,1179 -(2,14) bank external competition 0,8055 (0,84) 1,8708 (1,95) 2,1320 (2,63) -1,0656 -(1,16) -0,3763 -(0,56) -0,5172 -(0,86) bank concentration CR5 -1,2042 -(0,79) 2,0916 (1,38) 1,3146 (1,04) 1,1490 (0,79) -0,5191 -(0,49) -0,2924 -(0,31) banking health variables bank net interest margin 0,7723 (1,40) 0,5970 (1,08) 0,0646 (0,14) -0,2089 -(0,40) 0,0988 (0,26) 0,3555 (0,99) bank return on assets -0,2899 -(1,04) -0,1050 -(0,38) -0,0083 -(0,04) 0,2217 (0,84) -0,0292 -(0,15) -0,0282 -(0,17) dummies for structural breaks harmonization: 2003 0,0374 (0,30) 0,1774 (1,41) -0,1673 -(1,60) 0,1592 (1,32) 0,3175 (3,59) 0,4662 (6,03) interest rate convergence: 1998 -0,0320 -(0,30) 0,0355 (0,33) -0,1034 -(1,17) -0,1059 -(1,04) 0,0236 (0,32) -0,0097 -(0,15) dummies for countries RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE Belgium -0,0419 -(0,47) 0,4047 -0,3070 -(3,47) 0,4069 -0,2706 -(3,67) 0,2884 -0,0043 -(0,05) 0,2083 -0,0037 -(0,06) 0,2338 -0,0639 -(1,18) 0,2380 Germany -0,0931 -(0,70) 0,3709 -0,2186 -(1,65) 0,3610 -0,1038 -(0,94) 0,3745 -0,2592 -(2,04) 0,3698 -0,2594 -(2,78) 0,0995 -0,2598 -(3,21) 0,1312 Finland -0,0076 -(0,07) 0,2818 0,0649 (0,62) 0,2022 0,1567 (1,80) 0,1102 -0,0443 -(0,44) 0,1774 0,0304 (0,41) 0,1211 0,0141 (0,22) 0,1052 France 0,0447 (0,52) 0,2127 0,1208 (1,40) 0,3074 0,2517 (3,49) 0,2290 0,0448 (0,54) 0,2940 0,1238 (2,04) 0,3295 0,0885 (1,66) 0,0876 Greece -0,1249 -(0,79) 0,0940 0,0027 (0,02) 0,0988 0,1001 (0,76) 0,1175 0,0634 (0,42) 0,0911 -0,0235 -(0,21) 0,1115 -0,0269 -(0,27) 0,1582 Ireland 0,2820 (2,18) 0,1543 -0,0352 -(0,27) 0,2711 -0,2592 -(2,41) 0,1483 0,1046 (0,85) 0,1802 0,0637 (0,70) 0,1266 0,0426 (0,52) 0,0770 Italy -0,1968 -(1,81) 0,3603 0,0486 (0,45) 0,2136 -0,0354 -(0,39) 0,2540 0,0866 (0,84) 0,5588 0,0329 (0,43) 0,1058 0,1000 (1,50) 0,1942 Portugal 0,0743 (0,68) 0,1659 0,0744 (0,68) 0,1690 0,1743 (1,91) 0,1579 -0,0156 -(0,15) 0,1767 0,0218 (0,29) 0,1106 0,0232 (0,34) 0,1944 Spain 0,0633 (0,68) 0,1368 0,2494 (2,69) 0,1308 -0,0137 -(0,17) 0,2095 0,0240 (0,27) 0,0824 0,0140 (0,21) 0,0915 0,0822 (1,39) 0,1251 Observations Used: 78 78 76 78 78 74 R² 0,2376 0,4200 0,4860 0,1651 0,3016 0,4915 Adj R² 0,0050 0,2430 0,3236 -0,0896 0,0886 0,3250 RMSE 0,2774 0,2768 0,2302 0,2646 0,1944 0,1689

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Fix effects model on current account deposits Sign asymmetry level distorsion absolute value Market rate estimation: overnigh monetary policy 3 months monetary policy cost of fund approach overnigh monetary policy 3 months monetary policy cost of fund approach variables: dependent parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat independent intercept -0,0245 -(0,89) -0,0367 -(0,80) 0,0252 (0,80) 0,0033 (0,19) 0,0166 (0,48) 0,0345 (1,30) macroeconomic variables growth 0,0212 (0,66) 0,0045 (0,08) 0,0175 (0,47) 0,0387 (1,85) -0,0679 -(1,67) 0,0075 (0,22) inflation -0,0382 -(1,19) -0,0392 -(0,73) 0,2366 (6,22) 0,0150 (0,72) -0,0224 -(0,55) 0,0018 (0,05) money market rate volatility 0,0018 (0,13) 0,0024 (0,10) -0,0267 -(1,71) 0,0019 (0,21) 0,0038 (0,22) 0,0065 (0,49) competition variables direct finance competition 0,0539 (1,45) -0,0195 -(0,32) -0,1177 -(2,73) 0,0363 (1,50) -0,0147 -(0,31) 0,0185 (0,45) bank external competition -0,3678 -(0,32) -0,7736 -(0,40) 0,7025 (0,51) -0,5422 -(0,71) -1,0041 -(0,68) -1,2151 -(0,98) bank concentration CR5 -1,2287 -(1,90) -0,5547 -(0,51) -0,6456 -(0,88) -0,0830 -(0,20) 1,5808 (1,92) -0,1185 -(0,18) banking health variables bank net interest margin 0,1743 (0,87) -0,2545 -(0,76) -0,8799 -(3,84) 0,1152 (0,88) -0,1583 -(0,62) -0,0023 -(0,01) bank return on assets 0,0083 (0,09) 0,0522 (0,35) -0,1295 -(1,29) -0,0346 -(0,60) -0,0458 -(0,41) 0,0338 (0,40) dummies for structural breaks harmonization: 2003 0 . 0 . 0 . 0 . 0 . 0 . interest rate convergence: 1998 -0,0023 -(0,06) 0,0389 (0,59) -0,0442 -(0,98) -0,0320 -(1,23) -0,0193 -(0,38) -0,0472 -(1,26) dummies for countries RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE Austria 0,0042 (0,11) 0,0429 -0,0228 -(0,36) 0,0390 -0,1713 -(3,98) 0,0649 0,0181 (0,73) 0,0206 -0,0245 -(0,51) 0,0461 -0,0024 -(0,06) 0,0359 Finland 0,0619 (1,82) 0,0506 0,0968 (1,71) 0,1053 0,1186 (3,05) 0,1026 -0,0122 -(0,55) 0,0332 -0,0058 -(0,13) 0,0663 -0,0337 -(0,98) 0,0996 Germany -0,0282 -(0,53) 0,0684 0,0014 (0,02) 0,1155 0,2447 (3,96) 0,1092 0,0032 (0,09) 0,0307 0,0685 (1,01) 0,0457 0,0749 (1,45) 0,1131 Italy -0,0139 -(0,53) 0,0893 -0,0900 -(2,08) 0,1916 -0,1076 -(3,60) 0,0488 0,0161 (0,95) 0,0383 0,0078 (0,24) 0,1650 -0,0124 -(0,49) 0,0357 Netherlands 0,0005 (0,02) 0,0383 0,0361 (0,74) 0,0766 0,0551 (1,66) 0,0760 -0,0056 -(0,29) 0,0426 -0,0005 -(0,01) 0,0525 -0,0119 -(0,42) 0,0401 Spain -0,0245 -(0,72) 0,1065 -0,0216 -(0,38) 0,1106 -0,1394 -(3,55) 0,0758 -0,0196 -(0,88) 0,0810 -0,0456 -(1,05) 0,0893 -0,0146 -(0,45) 0,0409 Observations Used: 53 53 51 53 53 49 R² 0,3854 0,2304 0,6904 0,1974 0,1228 0,1333 Adj R² 0,1589 -0,0531 0,5700 -0,0984 -0,2004 -0,2235 RMSE 0,0812 0,1350 0,0917 0,0530 0,1031 0,0760

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Fix effects model on time deposits Sign asymmetry level distorsion absolute value Market rate estimation: overnigh monetary policy 3 months monetary policy overnigh monetary policy 3 months monetary policy variables: dependent parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat independent intercept -0,1997 -(3,03) -0,3156 -(6,34) -0,0450 -(0,98) 0,0133 (0,36) macroeconomic variables growth 0,0184 (0,30) -0,0098 -(0,22) -0,0622 -(1,46) 0,0112 (0,33) inflation 0,0286 (0,33) -0,1226 -(1,92) -0,0356 -(0,59) -0,0161 -(0,35) money market rate volatility -0,0959 -(2,02) -0,0428 -(1,21) 0,0150 (0,45) 0,0307 (1,19) competition variables direct finance competition 0,0459 (0,98) 0,1305 (3,81) 0,0030 (0,09) 0,0007 (0,03) bank external competition 1,7063 (0,87) 2,8455 (2,02) -0,0190 -(0,01) 0,1616 (0,16) bank concentration CR5 -0,9919 -(0,60) -0,5454 -(0,44) 0,8898 (0,77) 0,0572 (0,06) banking health variables bank net interest margin 0,1136 (0,20) -0,4858 -(1,15) -0,6292 -(1,58) 0,3467 (1,13) bank return on assets 0,3684 (0,82) 0,4924 (1,50) 0,4762 (1,53) -0,1446 -(0,61) dummies for structural breaks harmonization: 2003 0,0428 (0,32) -0,0835 -(0,91) -0,0079 -(0,08) 0,0841 (1,25) interest rate convergence: 1998 -0,0266 -(0,25) 0,0339 (0,44) -0,1301 -(1,79) -0,0137 -(0,24) dummies for countries RMSE RMSE RMSE RMSE Austria -0,1332 -(1,10) 0,1330 -0,2439 -(2,75) 0,2427 0,0126 (0,15) 0,1339 0,0919 (1,42) 0,1471 Belgium 0,0321 (0,32) 0,1911 0,1895 (2,28) 0,0805 -0,0013 -(0,02) 0,1952 0,0022 (0,03) 0,0228 Germany 0,0634 (0,86) 0,1953 -0,0028 -(0,05) 0,1244 -0,0173 -(0,34) 0,1076 -0,0081 -(0,20) 0,1039 Finland 0,0058 (0,04) 0,2027 -0,0258 -(0,22) 0,1805 -0,1073 -(0,94) 0,1210 0,0430 (0,49) 0,2144 Greece -0,1386 -(0,75) 0,3808 -0,0206 -(0,15) 0,2620 0,1974 (1,53) 0,2863 -0,0411 -(0,41) 0,1623 Italy 0,2090 (1,71) 0,3261 0,1121 (1,25) 0,2105 0,0245 (0,29) 0,3344 -0,0746 -(1,13) 0,1648 Netherlands -0,2708 -(3,62) 0,4813 -0,2215 -(4,03) 0,2777 -0,0307 -(0,59) 0,3020 -0,0565 -(1,40) 0,1858 Portugal 0,1224 (1,27) 0,2145 0,1386 (1,97) 0,2961 -0,0539 -(0,81) 0,1406 0,0321 (0,62) 0,2027 Spain 0,1100 (1,06) 0,1858 0,0743 (0,97) 0,1295 -0,0240 -(0,33) 0,1364 0,0112 (0,20) 0,1022 Observations Used: 112 110 112 109 R² 0,2463 0,4182 0,0974 0,1063 Adj R² 0,1004 0,3031 -0,0773 -0,0724 RMSE 0,3142 0,2304 0,2180 0,1681

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Fix effects model on savings accounts Sign asymmetry level distorsion absolute value Market rate estimation: overnigh monetary policy 3 months monetary policy overnigh monetary policy 3 months monetary policy variables: dependent parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat independent intercept -0,1292 -(0,80) -0,0898 -(0,98) -0,1521 -(1,08) 0,0568 (0,77) macroeconomic variables growth -0,1642 -(1,86) -0,0080 -(0,16) 0,1530 (2,00) -0,0095 -(0,24) inflation 0,0663 (0,46) -0,1068 -(1,32) -0,0407 -(0,33) -0,0035 -(0,05) money market rate volatility -0,0630 -(1,14) -0,0028 -(0,09) 0,0016 (0,03) 0,0082 (0,32) competition variables direct finance competition 0,0626 (0,48) -0,0341 -(0,46) 0,1558 (1,37) 0,0314 (0,52) bank external competition 0,3395 (0,05) -1,7261 -(0,45) 7,0280 (1,18) -1,8538 -(0,59) bank concentration CR5 -2,4673 -(0,37) 1,7425 (0,46) -8,7490 -(1,45) -1,8237 -(0,57) banking health variables bank net interest margin -1,0857 -(1,20) -0,1755 -(0,34) 0,0024 (0,00) -0,1109 -(0,27) bank return on assets 1,2738 (0,82) 0,6760 (0,77) -0,1175 -(0,09) 0,5975 (0,84) dummies for structural breaks harmonization: 2003 0 . 0 . 0 . 0 . interest rate convergence: 1998 -0,0829 -(0,65) -0,0184 -(0,25) 0,1848 (1,67) 0,0670 (1,15) dummies for countries RMSE RMSE RMSE RMSE Belgium 0,0708 (0,34) 0,1605 -0,0066 -(0,06) 0,1320 0,2789 (1,47) 0,1067 0,0403 (0,40) 0,1056 France 0,0441 (0,33) 0,3714 0,1021 (1,36) 0,1721 -0,0067 -(0,06) 0,3286 -0,0695 -(1,14) 0,1264 Germany -0,2176 -(2,08) 0,1165 -0,2067 -(3,49) 0,0604 0,0492 (0,54) 0,1333 -0,0355 -(0,74) 0,0365 Greece 0,2040 (0,64) 0,2471 -0,1180 -(0,65) 0,1248 -0,2582 -(0,92) 0,1586 0,0640 (0,43) 0,1471 Ireland -0,1012 -(0,70) 0,0897 0,2292 (2,80) 0,1511 -0,0632 -(0,50) 0,0842 0,0007 (0,01) 0,1190 Observations Used: 60 60 59 59 R² 0,3603 0,5301 0,1519 0,1347 Adj R² 0,1795 0,3973 -0,0931 -0,1152 RMSE 0,2755 0,1555 0,2384 0,1258

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Fix effects model on total observations (all retail interest rates) Size asymmetry level distorsion absolute value Market rate estimation: overnigh monetary policy 3 months monetary policy cost of fund approach overnigh monetary policy 3 months monetary policy cost of fund approach variables: dependent parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat independent intercept 0,0357 (1,16) -0,0261 -(0,86) 0,0325 (1,04) -0,0215 -(1,01) 0,0027 (0,16) -0,0182 -(0,94) macroeconomic variables growth -0,0172 -(0,58) 0,0163 (0,55) -0,0357 -(1,16) -0,0059 -(0,29) -0,0063 -(0,39) -0,0127 -(0,68) inflation -0,0316 -(0,73) -0,0325 -(0,75) 0,1402 (3,05) -0,0160 -(0,55) -0,0204 -(0,86) -0,0050 -(0,17) money market rate volatility -0,0015 -(0,07) -0,0162 -(0,71) -0,0032 -(0,12) -0,0306 -(1,96) -0,0060 -(0,48) -0,0084 -(0,54) competition variables direct finance competition 0,0528 (1,93) -0,0071 -(0,26) -0,0925 -(3,30) 0,0252 (1,38) -0,0004 -(0,03) 0,0085 (0,50) bank external competition 0,7280 (1,23) 0,6256 (1,07) -1,0062 -(1,67) -0,2481 -(0,62) -0,4982 -(1,57) -0,1564 -(0,43) bank concentration CR5 -0,4531 -(0,57) -0,6771 -(0,85) -0,2389 -(0,29) 0,4529 (0,84) 0,4812 (1,11) 0,9759 (1,94) banking health variables bank net interest margin 0,6002 (2,20) -0,0905 -(0,34) -0,0411 -(0,15) -0,1419 -(0,71) 0,0113 (0,08) -0,2733 -(1,58) bank return on assets 0,1042 (0,62) 0,1451 (0,92) -0,0712 -(0,43) 0,1015 (0,65) -0,0162 -(0,19) -0,0160 -(0,16) dummies for structural breaks harmonization: 2003 -0,0016 -(0,02) 0,0467 (0,73) 0,1738 (2,69) 0,0298 (0,68) 0,2507 (7,27) 0,1447 (3,70) interest rate convergence: 1998 -0,0172 -(0,34) 0,0362 (0,72) -0,0403 -(0,77) -0,1033 -(3,04) -0,0726 -(2,67) -0,1161 -(3,69) dummies for countries RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE Austria -0,0550 -(0,89) 0,3054 -0,1621 -(2,59) 0,3533 -0,1327 -(2,05) 0,3862 0,0017 (0,04) 0,2253 0,0335 (0,99) 0,2645 0,0252 (0,63) 0,2670 Belgium 0,1796 (4,04) 0,3828 0,0213 (0,48) 0,3855 -0,1428 -(3,07) 0,4854 -0,0139 -(0,46) 0,2603 -0,0157 -(0,63) 0,1988 -0,0189 -(0,66) 0,2433 Germany 0,0002 (0,00) 0,3845 0,0306 (0,76) 0,4172 0,1079 (2,56) 0,2767 0,0063 (0,22) 0,2364 -0,0276 -(1,26) 0,2063 -0,0304 -(1,18) 0,1730 Finland -0,0357 -(0,55) 0,3914 0,0178 (0,29) 0,2819 0,0879 (1,40) 0,2970 -0,0078 -(0,13) 0,2298 -0,0030 -(0,09) 0,1792 0,0029 (0,08) 0,1908 France -0,1492 -(3,13) 0,4684 0,0345 (0,73) 0,4431 -0,2049 -(4,22) 0,4524 0,0056 (0,18) 0,2558 0,0202 (0,79) 0,2473 -0,0086 -(0,29) 0,2560 Greece -0,2980 -(3,44) 0,2533 -0,1164 -(1,37) 0,2600 0,1219 (1,35) 0,2539 0,0089 (0,14) 0,2095 -0,0075 -(0,16) 0,1531 0,0783 (1,42) 0,2105 Ireland 0,1242 (1,78) 0,2824 0,1443 (2,08) 0,1932 0,0308 (0,43) 0,3456 0,0167 (0,36) 0,1741 0,0444 (1,19) 0,1210 0,0191 (0,43) 0,2048 Italy -0,0265 -(0,54) 0,2423 -0,0146 -(0,30) 0,2432 0,0215 (0,43) 0,3086 0,0124 (0,38) 0,1455 0,0132 (0,50) 0,1119 0,0191 (0,62) 0,2027 Netherlands 0,2588 (5,43) 0,3757 0,1137 (2,42) 0,4525 0,2092 (4,30) 0,3796 -0,0015 -(0,05) 0,2470 -0,0188 -(0,74) 0,2073 -0,0121 -(0,41) 0,2022 Portugal 0,0481 (0,90) 0,3281 -0,0658 -(1,24) 0,3634 -0,0265 -(0,48) 0,3971 -0,0217 -(0,61) 0,3181 -0,0232 -(0,81) 0,2020 -0,0368 -(1,10) 0,2718 Spain -0,0465 -(0,97) 0,267 -0,0033 -(0,07) 0,1655 -0,0724 -(1,45) 0,2411 -0,0067 -(0,21) 0,1545 -0,0155 -(0,60) 0,0974 -0,0377 -(1,23) 0,1521 Observations Used: 581 580 572 573 575 557 R² 0,1498 0,0522 0,1254 0,0376 0,1420 0,0908 Adj R² 0,1194 0,0183 0,0937 0,0027 0,1110 0,0569 RMSE 0,3514 0,3486 0,3613 0,2334 0,1885 0,2181

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Fix effects model on loans rates Size asymmetry level distorsion absolute value Market rate estimation: overnigh monetary policy 3 months monetary policy cost of fund approach overnigh monetary policy 3 months monetary policy cost of fund approach variables: dependent parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat independent intercept 0,0420 (0,97) -0,0645 -(1,51) 0,0143 (0,31) -0,0277 -(0,90) 0,0002 (0,01) -0,0338 -(1,15) macroeconomic variables growth -0,0037 -(0,09) 0,0114 (0,27) -0,0547 -(1,23) -0,0133 -(0,47) 0,0109 (0,47) -0,0051 -(0,19) inflation -0,0353 -(0,55) -0,0956 -(1,48) 0,1921 (2,64) -0,0468 -(1,08) -0,0399 -(1,12) -0,0066 -(0,14) money market rate volatility -0,0084 -(0,23) -0,0119 -(0,32) 0,0230 (0,49) -0,0505 -(2,00) -0,0224 -(1,09) -0,0295 -(0,98) competition variables direct finance competition 0,0638 (1,63) -0,0074 -(0,18) -0,1289 -(3,07) 0,0336 (1,27) 0,0055 (0,24) 0,0277 (1,06) bank external competition 0,7882 (1,08) 0,4177 (0,57) -1,0616 -(1,36) -0,3319 -(0,67) -0,5541 -(1,37) -0,0299 -(0,06) bank concentration CR5 -0,1284 -(0,12) -0,2422 -(0,22) 0,5359 (0,46) 0,3843 (0,52) 0,3354 (0,55) 1,0309 (1,40) banking health variables bank net interest margin 0,7533 (1,91) -0,0875 -(0,23) -0,4035 -(0,96) -0,0114 -(0,04) 0,1295 (0,60) -0,3888 -(1,42) bank return on assets 0,0801 (0,34) 0,1486 (0,69) -0,0453 -(0,19) 0,1352 (0,62) -0,0298 -(0,25) -0,0298 -(0,21) dummies for structural breaks harmonization: 2003 -0,0849 -(1,00) -0,0185 -(0,22) 0,1701 (1,89) 0,0252 (0,43) 0,2724 (5,74) 0,1101 (1,99) interest rate convergence: 1998 -0,0020 -(0,03) 0,0816 (1,14) -0,0610 -(0,80) -0,1001 -(2,07) -0,0874 -(2,21) -0,1627 -(3,46) dummies for countries RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE Austria -0,0150 -(0,17) 0,3792 -0,1469 -(1,65) 0,4065 -0,1579 -(1,65) 0,4827 0,0075 (0,13) 0,2721 0,0600 (1,22) 0,3118 0,0356 (0,59) 0,3299 Belgium 0,2431 (4,11) 0,4020 0,0591 (1,00) 0,4314 -0,1918 -(3,00) 0,5422 -0,0111 -(0,28) 0,2943 -0,0157 -(0,47) 0,2314 -0,0177 -(0,44) 0,2798 Germany -0,0486 -(0,76) 0,5117 -0,0319 -(0,50) 0,5872 0,1089 (1,57) 0,3518 -0,0132 -(0,30) 0,3201 -0,0470 -(1,32) 0,2829 -0,0625 -(1,43) 0,2288 Finland 0,0039 (0,04) 0,4708 0,0659 (0,78) 0,3290 0,1226 (1,37) 0,3511 0,0009 (0,01) 0,2738 -0,0038 -(0,08) 0,1875 0,0134 (0,24) 0,1972 France -0,0548 -(0,92) 0,3845 0,1474 (2,45) 0,4085 -0,1675 -(2,64) 0,4636 0,0126 (0,32) 0,2167 0,0262 (0,79) 0,2537 -0,0138 -(0,35) 0,2658 Greece -0,4274 -(3,20) 0,3107 -0,1458 -(1,10) 0,1955 0,2755 (1,84) 0,2972 -0,0623 -(0,64) 0,2637 -0,0951 -(1,30) 0,1576 0,0769 (0,81) 0,2864 Ireland 0,1827 (1,81) 0,3419 0,2747 (2,71) 0,1799 0,0309 (0,28) 0,4115 0,0417 (0,61) 0,2078 0,0853 (1,52) 0,1433 0,0253 (0,37) 0,2416 Italy -0,0362 -(0,55) 0,2328 -0,0124 -(0,19) 0,2422 0,1188 (1,68) 0,2829 0,0165 (0,37) 0,1432 0,0106 (0,29) 0,0877 0,0236 (0,54) 0,2198 Netherlands 0,0896 (1,11) 0,4117 -0,0991 -(1,25) 0,5594 0,1270 (1,49) 0,4347 -0,0021 -(0,04) 0,2953 -0,0058 -(0,13) 0,2645 0,0041 (0,08) 0,2165 Portugal 0,0659 (0,92) 0,3568 -0,1391 -(1,93) 0,3518 -0,1263 -(1,65) 0,4075 -0,0114 -(0,24) 0,3049 -0,0137 -(0,34) 0,2037 -0,0440 -(0,92) 0,2988 Spain -0,0032 -(0,05) 0,2668 0,0281 (0,42) 0,1755 -0,1403 -(1,95) 0,276 0,0209 (0,47) 0,1597 -0,0010 -(0,03) 0,0956 -0,0408 -(0,91) 0,1897 Observations Used: 356 357 351 352 356 341 R² 0,1247 0,0932 0,1233 0,0485 0,1728 0,1087 Adj R² 0,0724 0,0392 0,0701 -0,0090 0,1234 0,0530 RMSE 0,3848 0,3872 0,4135 0,2589 0,2140 0,2544

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Fix effects model on deposits rates Size asymmetry level distorsion absolute value Market rate estimation: overnigh monetary policy 3 months monetary policy cost of fund approach overnigh monetary policy 3 months monetary policy cost of fund approach variables: dependent parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat independent intercept -0,0416 -(1,00) 0,0348 (0,93) 0,0419 (1,07) -0,0032 -(0,10) 0,0245 (1,08) 0,0274 (1,14) macroeconomic variables growth -0,0364 -(0,98) 0,0112 (0,34) 0,0199 (0,57) -0,0025 -(0,09) -0,0483 -(2,39) -0,0412 -(1,91) inflation -0,0357 -(0,72) 0,0732 (1,65) 0,0941 (2,00) 0,0210 (0,55) 0,0051 (0,19) 0,0183 (0,62) money market rate volatility 0,0015 (0,06) -0,0168 -(0,80) -0,0189 -(0,86) -0,0129 -(0,71) 0,0110 (0,86) 0,0086 (0,63) competition variables direct finance competition 0,0425 (1,33) -0,0140 -(0,49) -0,0329 -(1,11) 0,0103 (0,42) -0,0184 -(1,07) -0,0263 -(1,44) bank external competition 1,1870 (0,92) -0,8657 -(0,77) -0,1013 -(0,09) -0,6460 -(0,65) -1,2020 -(1,75) -1,5000 -(2,06) bank concentration CR5 -1,2536 -(1,25) -1,1186 -(1,25) -1,6464 -(1,76) 0,5659 (0,72) 0,8445 (1,54) 1,2236 (2,10) banking health variables bank net interest margin 0,3117 (1,00) 0,0165 (0,06) 0,3676 (1,26) -0,2559 -(0,98) -0,0681 -(0,41) -0,0754 -(0,42) bank return on assets 0,1598 (0,79) 0,2084 (1,15) -0,0567 -(0,30) 0,0375 (0,17) -0,0019 -(0,02) -0,0326 -(0,28) dummies for structural breaks harmonization: 2003 0,1553 (1,61) 0,2674 (3,32) 0,2554 (3,04) 0,0368 (0,49) 0,2079 (4,29) 0,2204 (4,30) interest rate convergence: 1998 -0,0459 -(0,77) -0,0289 -(0,54) -0,0132 -(0,24) -0,1071 -(2,36) -0,0479 -(1,50) -0,0417 -(1,23) dummies for countries RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE Austria -0,0634 -(0,86) 0,1249 -0,1503 -(2,28) 0,2021 -0,0850 -(1,23) 0,1923 -0,0024 -(0,04) 0,0763 -0,0036 -(0,09) 0,1491 0,0034 (0,08) 0,1247 Belgium 0,0770 (1,29) 0,2180 -0,0221 -(0,39) 0,1889 -0,0062 -(0,11) 0,1846 -0,0054 -(0,12) 0,1216 -0,0089 -(0,25) 0,0660 -0,0194 -(0,51) 0,0672 Germany 0,1029 (2,34) 0,2062 0,0951 (2,42) 0,1583 0,1059 (2,57) 0,1562 0,0179 (0,52) 0,1170 -0,0179 -(0,75) 0,0915 -0,0180 -(0,71) 0,0909 Finland -0,0346 -(0,43) 0,1972 -0,0722 -(1,02) 0,1813 0,0319 (0,43) 0,1859 -0,0226 -(0,27) 0,1207 -0,0091 -(0,21) 0,1606 -0,0183 -(0,41) 0,1847 France -0,5049 -(6,48) 0,5802 -0,3203 -(4,61) 0,4025 -0,2930 -(4,03) 0,4012 -0,0053 -(0,09) 0,3864 0,0042 (0,10) 0,2084 0,0078 (0,17) 0,2062 Greece -0,1306 -(1,32) 0,1932 -0,0030 -(0,03) 0,2343 -0,0858 -(0,93) 0,2341 0,0858 (1,01) 0,1878 0,0951 (1,78) 0,1540 0,1071 (1,89) 0,1589 Ireland 0,0917 (1,15) 0,0512 -0,0032 -(0,04) 0,1483 0,0106 (0,14) 0,1485 -0,0051 -(0,08) 0,0695 -0,0042 -(0,10) 0,0757 -0,0012 -(0,03) 0,0736 Italy 0,0526 (0,83) 0,2420 0,0418 (0,74) 0,3070 -0,1689 -(2,87) 0,2964 0,0091 (0,19) 0,1510 0,0231 (0,68) 0,1411 0,0189 (0,52) 0,1810 Netherlands 0,4267 (8,77) 0,3093 0,2791 (6,44) 0,2480 0,2323 (5,13) 0,3186 0,0030 (0,08) 0,2170 -0,0219 -(0,84) 0,1646 -0,0136 -(0,49) 0,1888 Portugal 0,0530 (0,76) 0,2775 0,1689 (2,70) 0,2789 0,2079 (3,18) 0,2774 -0,0318 -(0,60) 0,3591 -0,0247 -(0,66) 0,1576 -0,0267 -(0,67) 0,1536 Spain -0,0705 -(1,17) 0,2338 -0,0139 -(0,26) 0,16 0,0503 (0,88) 0,1381 -0,0432 -(0,95) 0,152 -0,0320 -(0,99) 0,0954 -0,0400 -(1,14) 0,0516 Observations Used: 225 223 221 221 219 216 R² 0,4471 0,3194 0,3001 0,0475 0,1391 0,1333 Adj R² 0,3929 0,2520 0,2301 -0,0477 0,0522 0,0444 RMSE 0,2581 0,2300 0,2402 0,1944 0,1383 0,1464

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Fix effects model on mortgage loans to households Size asymmetry level distorsion absolute value Market rate estimation: overnigh monetary policy 3 months monetary policy cost of fund approach overnigh monetary policy 3 months monetary policy cost of fund approach variables: dependent parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat independent intercept 0,2139 (1,95) -0,1173 -(1,04) 0,0813 (1,11) 0,0998 (1,27) 0,0503 (0,71) 0,0077 (0,12) macroeconomic variables growth 0,1363 (1,38) 0,0017 (0,02) 0,0126 (0,19) -0,0492 -(0,76) -0,0039 -(0,06) -0,0443 -(0,76) inflation -0,1968 -(1,09) -0,1127 -(0,59) -0,1881 -(1,55) -0,0761 -(0,64) -0,2414 -(2,03) -0,0798 -(0,76) money market rate volatility 0,0666 (0,46) 0,1232 (0,83) -0,1354 -(1,39) -0,1804 -(1,94) -0,1392 -(1,51) -0,0728 -(0,84) competition variables direct finance competition 0,1464 (1,80) -0,0650 -(0,76) -0,0702 -(1,26) 0,0644 (1,23) 0,0644 (1,21) 0,0305 (0,63) bank external competition 1,4679 (0,91) -0,2056 -(0,12) -2,5458 -(2,31) -1,4652 -(1,38) -1,3180 -(1,26) -0,4209 -(0,44) bank concentration CR5 -2,1151 -(0,82) -0,6072 -(0,22) -2,3192 -(1,30) -0,2320 -(0,14) -1,2354 -(0,73) 1,6852 (1,09) banking health variables bank net interest margin 3,1732 (3,30) 0,6794 (0,68) 1,1329 (1,75) 1,2220 (1,75) 0,7647 (1,23) 0,3423 (0,61) bank return on assets -0,1723 -(0,35) 0,3920 (0,76) -0,2325 -(0,69) 0,1467 (0,32) 0,0235 (0,07) -0,0839 -(0,28) dummies for structural breaks harmonization: 2003 -0,0362 -(0,16) 0,0313 (0,13) 0,0495 (0,36) 0,0357 (0,23) 0,1865 (1,24) -0,1297 -(1,08) interest rate convergence: 1998 0,1011 (0,59) 0,0981 (0,55) -0,0484 -(0,41) -0,3636 -(3,30) -0,1262 -(1,14) -0,0607 -(0,60) dummies for countries RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE Austria -0,3148 -(1,73) 0,3424 -0,1968 -(1,04) 0,5086 0,0081 (0,07) 0,4365 0,0295 (0,25) 0,2236 0,1704 (1,44) 0,4206 0,0712 (0,66) 0,4659 Belgium -0,0288 -(0,19) 0,4321 -0,1707 -(1,12) 0,4622 0,2433 (2,44) 0,1949 -0,0683 -(0,70) 0,3194 -0,0433 -(0,46) 0,3914 -0,0785 -(0,91) 0,1997 Germany -0,1699 -(1,11) 0,7816 -0,5349 -(3,35) 0,5886 0,1317 (1,31) 0,3142 -0,0531 -(0,51) 0,4827 -0,0502 -(0,50) 0,3220 -0,0333 -(0,38) 0,2071 Finland -0,2426 -(1,35) 0,4809 0,1974 (1,06) 0,4068 -0,1046 -(0,85) 0,2667 -0,1068 -(0,71) 0,2433 -0,0713 -(0,61) 0,2036 -0,0417 -(0,39) 0,2800 France -0,1706 -(1,21) 0,3076 0,2267 (1,47) 0,3232 0,1105 (1,14) 0,1906 -0,0150 -(0,17) 0,1690 -0,0357 -(0,37) 0,2630 -0,0402 -(0,46) 0,1525 Ireland 0,7191 (3,30) 0,2727 0,5367 (2,37) 0,2762 0,0132 (0,09) 0,3457 0,2736 (1,95) 0,1578 0,2004 (1,42) 0,1833 0,1576 (1,22) 0,2634 Italy -0,0990 -(0,52) 0,2040 0,1236 (0,63) 0,3130 -0,0756 -(0,58) 0,4171 -0,1028 -(0,84) 0,1482 -0,1218 -(0,99) 0,1295 0,0086 (0,08) 0,2364 Netherlands -0,0102 -(0,07) 0,4496 -0,2733 -(1,80) 0,6313 -0,1467 -(1,47) 0,2924 -0,0587 -(0,58) 0,3540 -0,0533 -(0,56) 0,3589 -0,0169 -(0,20) 0,2401 Portugal 0,2278 (1,30) 0,3242 -0,1534 -(0,84) 0,5084 0,0777 (0,65) 0,3272 0,0115 (0,10) 0,1821 -0,0256 -(0,23) 0,2267 0,0016 (0,02) 0,3024 Spain 0,0892 (0,60) 0,2867 0,2446 (1,57) 0,2723 -0,2575 -(2,50) 0,2969 0,0901 (0,94) 0,2018 0,0304 (0,31) 0,1216 -0,0284 -(0,32) 0,2610 Observations Used: 90 91 93 88 91 92 R² 0,2837 0,3259 0,4138 0,2627 0,2314 0,0816 Adj R² 0,0892 0,1455 0,2612 0,0566 0,0258 -0,1608 RMSE 0,4638 0,4839 0,3198 0,2967 0,3018 0,2764

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Fix effects model on consumer loans to households Size asymmetry level distorsion absolute value Market rate estimation: overnigh monetary policy 3 months monetary policy cost of fund approach overnigh monetary policy 3 months monetary policy cost of fund approach variables: dependent parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat independent intercept 0,0288 (0,21) -0,2053 -(1,45) -0,3145 -(3,25) 0,0258 (0,22) -0,0024 -(0,03) -0,1185 -(1,39) macroeconomic variables growth -0,0698 -(0,79) -0,0395 -(0,45) -0,2225 -(3,12) -0,0983 -(1,31) -0,0438 -(0,86) 0,0461 (0,76) inflation -0,3190 -(1,95) -0,3155 -(1,83) 0,2471 (1,88) -0,2319 -(1,57) 0,0754 (0,76) -0,1016 -(0,89) money market rate volatility -0,2433 -(2,05) -0,2015 -(1,76) 0,1285 (1,15) -0,1772 -(1,75) -0,1251 -(1,90) -0,0138 -(0,14) competition variables direct finance competition 0,2083 (2,31) 0,0042 (0,04) -0,1420 -(1,81) 0,0587 (0,75) -0,0573 -(0,85) 0,1254 (1,91) bank external competition 1,1085 (0,21) 7,7186 (1,27) -3,3757 -(1,08) -1,8107 -(0,40) -0,5295 -(0,15) 0,7057 (0,27) bank concentration CR5 -1,0436 -(0,48) -1,0412 -(0,44) 6,9943 (3,82) -0,5587 -(0,30) 1,2214 (0,91) 0,2889 (0,18) banking health variables bank net interest margin 0,2441 (0,29) -0,4390 -(0,53) -1,6801 -(2,42) 0,7663 (0,99) -0,1564 -(0,33) -0,7961 -(1,26) bank return on assets -0,0378 -(0,09) 0,3901 (0,94) 0,1728 (0,50) -0,0172 -(0,04) -0,2080 -(0,87) 0,1692 (0,58) dummies for structural breaks harmonization: 2003 -0,4433 -(2,15) 0,2248 (1,03) 0,2208 (1,37) -0,0005 (0,00) 0,1532 (1,22) 0,0707 (0,52) interest rate convergence: 1998 0,0432 (0,31) 0,1131 (0,84) -0,0483 -(0,39) 0,0260 (0,21) -0,1718 -(2,22) -0,2214 -(2,14) dummies for countries RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE Austria 0,1531 (1,23) 0,2456 -0,0929 -(0,68) 0,2630 -0,0095 -(0,09) 0,1595 -0,0397 -(0,37) 0,2921 0,0109 (0,14) 0,1391 0,0819 (0,89) 0,1169 Belgium 0,2660 (2,30) 0,2285 0,1599 (1,42) 0,3744 -0,1532 -(1,51) 0,2391 0,0123 (0,12) 0,3597 -0,0769 -(1,19) 0,1324 -0,0102 -(0,12) 0,2397 Germany -0,2404 -(2,28) 0,1973 0,1710 (1,67) 0,2313 0,2128 (2,31) 0,2494 -0,0843 -(0,86) 0,1586 -0,0234 -(0,40) 0,1413 -0,0519 -(0,67) 0,2201 Finland 0,0509 (0,38) 0,4827 -0,0699 -(0,53) 0,3219 0,3077 (2,74) 0,2549 0,0725 (0,45) 0,2851 0,0663 (0,87) 0,2012 0,0016 (0,02) 0,1380 France -0,0632 -(0,64) 0,1968 0,0796 (0,79) 0,1991 -0,0285 -(0,32) 0,2623 -0,0294 -(0,35) 0,1943 0,0494 (0,85) 0,1833 -0,0274 -(0,37) 0,1693 Portugal -0,0712 -(0,56) 0,3865 -0,2163 -(1,76) 0,3773 -0,4117 -(3,71) 0,4019 -0,0009 -(0,01) 0,3180 -0,0145 -(0,21) 0,1803 0,0289 (0,30) 0,3931 Spain -0,0953 -(0,88) 0,1943 -0,0314 -(0,29) 0,1862 0,0825 (0,84) 0,1777 0,0694 (0,75) 0,1404 -0,0118 -(0,19) 0,1179 -0,0229 -(0,27) 0,1375 Observations Used: 64 62 65 63 62 63 R² 0,3556 0,3274 0,5180 0,1880 0,2784 0,3153 Adj R² 0,1362 0,0883 0,3573 -0,0945 0,0219 0,0771 RMSE 0,3201 0,3087 0,2851 0,2725 0,1777 0,2385

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Fix effects model on short-term loans to enterprises Size asymmetry level distorsion absolute value Market rate estimation: overnigh monetary policy 3 months monetary policy cost of fund approach overnigh monetary policy 3 months monetary policy cost of fund approach variables: dependent parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat independent intercept -0,0505 -(0,74) 0,0058 (0,12) 0,0162 (0,19) -0,0456 -(1,14) -0,0174 -(0,57) -0,0718 -(1,28) macroeconomic variables growth -0,0383 -(0,57) 0,0366 (0,74) -0,0668 -(0,78) 0,0136 (0,34) 0,0222 (0,73) -0,0272 -(0,51) inflation 0,0727 (0,74) -0,0877 -(1,23) 0,3341 (2,26) -0,0469 -(0,81) 0,0090 (0,20) 0,1299 (1,37) money market rate volatility -0,0350 -(0,67) 0,0073 (0,19) 0,1497 (1,34) -0,0127 -(0,41) -0,0122 -(0,52) -0,1307 -(1,84) competition variables direct finance competition 0,0463 (0,80) -0,0046 -(0,11) -0,0705 -(1,00) 0,0177 (0,52) 0,0108 (0,42) -0,0045 -(0,10) bank external competition 0,7051 (0,59) 1,1565 (1,35) 1,9123 (1,28) -0,2366 -(0,34) -0,0027 -(0,01) 0,3544 (0,39) bank concentration CR5 1,7185 (0,69) 0,0712 (0,04) -5,1270 -(1,65) -0,3010 -(0,21) 0,3850 (0,34) 0,4818 (0,25) banking health variables bank net interest margin -0,9475 -(1,30) -0,1181 -(0,23) -0,7468 -(0,77) -0,1770 -(0,41) -0,0057 -(0,02) -1,1540 -(1,80) bank return on assets 2,0593 (2,63) -0,7294 -(1,28) -0,8079 -(0,81) -0,4027 -(0,87) -0,3051 -(0,87) -0,4462 -(0,73) dummies for structural breaks harmonization: 2003 0,0388 (0,28) -0,0187 -(0,20) 0,2325 (1,30) 0,0666 (0,83) 0,1698 (2,92) 0,1825 (1,69) interest rate convergence: 1998 -0,1773 -(1,53) 0,1623 (1,94) 0,0459 (0,33) -0,0098 -(0,14) -0,0303 -(0,59) -0,1939 -(2,27) dummies for countries RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE Austria 0,0129 (0,10) 0,3299 -0,1228 -(1,26) 0,2873 -0,3080 -(1,72) 0,6678 0,0287 (0,36) 0,1686 -0,0178 -(0,30) 0,1886 -0,0289 -(0,24) 0,3108 Belgium 0,1266 (1,26) 0,2870 0,0226 (0,31) 0,3193 -0,0395 -(0,31) 0,5294 0,0160 (0,27) 0,2148 0,0056 (0,12) 0,1480 0,0487 (0,61) 0,1814 Germany 0,0791 (0,76) 0,2019 0,1803 (2,40) 0,2329 0,2279 (1,77) 0,3304 -0,0211 -(0,35) 0,1767 -0,0148 -(0,32) 0,2381 -0,0174 -(0,22) 0,1693 France -0,2334 -(2,11) 0,6936 0,2435 (3,20) 0,3387 -0,4727 -(3,69) 0,6440 0,0106 (0,16) 0,3076 0,0045 (0,10) 0,2349 0,0001 (0,00) 0,4103 Greece 0,0095 (0,04) 0,2309 -0,2304 -(1,50) 0,1726 0,4828 (1,65) 0,1562 -0,0416 -(0,33) 0,2442 -0,0470 -(0,49) 0,1189 0,2565 (1,38) 0,0544 Ireland -0,0476 -(0,29) 0,1033 0,0462 (0,40) 0,1580 -0,1813 -(0,89) 0,2439 -0,0358 -(0,38) 0,1318 0,0536 (0,75) 0,1295 -0,1423 -(1,13) 0,1786 Italy -0,0334 -(0,42) 0,2284 -0,0937 -(1,61) 0,2004 0,0563 (0,56) 0,2417 0,0229 (0,48) 0,1328 0,0411 (1,14) 0,0895 0,0418 (0,67) 0,2000 Netherlands 0,1034 (1,00) 0,3893 0,0917 (1,22) 0,1094 0,3129 (2,48) 0,3654 0,0246 (0,40) 0,2122 0,0050 (0,11) 0,0521 0,0359 (0,46) 0,2288 Portugal -0,0602 -(0,51) 0,3144 -0,1095 -(1,28) 0,2401 -0,0055 -(0,04) 0,2847 -0,0009 -(0,01) 0,1678 -0,0245 -(0,46) 0,1503 -0,1346 -(1,48) 0,2866 Spain 0,0429 (0,38) 0,3408 -0,0279 -(0,34) 0,1763 -0,0729 -(0,51) 0,2089 -0,0033 -(0,05) 0,1735 -0,0056 -(0,11) 0,0801 -0,0599 -(0,67) 0,1742 Observations Used: 125 126 118 125 125 113 R² 0,2197 0,2631 0,3398 0,0742 0,1897 0,2612 Adj R² 0,0785 0,1310 0,2118 -0,0934 0,0431 0,1103 RMSE 0,3486 0,2527 0,4193 0,2047 0,1557 0,2517

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Fix effects model on medium and long-term loans to entreprises Size asymmetry level distorsion absolute value Market rate estimation: overnigh monetary policy 3 months monetary policy cost of fund approach overnigh monetary policy 3 months monetary policy cost of fund approach variables: dependent parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat independent intercept 0,2082 (2,32) -0,1482 -(1,62) 0,1627 (1,64) -0,0905 -(0,96) 0,0492 (0,87) 0,0126 (0,18) macroeconomic variables growth -0,1994 -(2,57) 0,0774 (0,89) -0,0333 -(0,35) -0,0095 -(0,12) 0,0172 (0,32) -0,0537 -(0,78) inflation 0,0420 (0,43) -0,1720 -(1,55) 0,3277 (2,65) 0,0090 (0,09) -0,0100 -(0,15) -0,0450 -(0,48) money market rate volatility 0,0031 (0,06) -0,0418 -(0,72) -0,0018 -(0,03) -0,0674 -(1,26) 0,0174 (0,48) 0,0245 (0,55) competition variables direct finance competition -0,2091 -(1,93) 0,2531 (2,14) -0,2648 -(2,10) -0,0170 -(0,16) -0,0880 -(1,21) -0,0957 -(1,07) bank external competition -0,9188 -(0,82) 1,2455 (0,98) -2,0518 -(1,50) 0,9044 (0,81) -0,8740 -(1,12) -0,4287 -(0,44) bank concentration CR5 1,6425 (0,92) -1,6474 -(0,82) -1,8056 -(0,84) 0,9867 (0,53) -0,4215 -(0,34) 0,0895 (0,06) banking health variables bank net interest margin 0,5854 (0,79) -0,7524 -(1,03) -0,1666 -(0,21) -0,8540 -(1,01) 0,7429 (1,65) 0,1347 (0,23) bank return on assets -0,1892 -(0,39) 0,1784 (0,49) -0,0386 -(0,10) -0,0071 -(0,01) -0,0382 -(0,17) 0,0219 (0,08) dummies for structural breaks harmonization: 2003 0,0075 (0,05) -0,4205 -(2,53) 0,1333 (0,72) -0,1018 -(0,70) 0,5328 (5,18) 0,2760 (2,09) interest rate convergence: 1998 0,0356 (0,28) -0,0239 -(0,17) -0,1470 -(0,98) 0,0185 (0,15) -0,0308 -(0,35) -0,1611 -(1,52) dummies for countries RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE Belgium 0,4362 (4,19) 0,4141 0,2101 (1,80) 0,5110 -0,5689 -(4,56) 0,6894 0,0206 (0,19) 0,4104 0,0413 (0,57) 0,2426 0,0146 (0,17) 0,4505 Germany 0,0280 (0,18) 0,1616 0,0330 (0,19) 0,7160 -0,1974 -(0,94) 0,5207 0,0379 (0,24) 0,4452 -0,2591 -(2,39) 0,3181 -0,3037 -(2,06) 0,3660 Finland 0,1273 (0,75) 0,2944 0,1142 (0,83) 0,2080 0,2901 (1,96) 0,2513 0,0540 (0,25) 0,1778 0,0071 (0,08) 0,1168 0,0679 (0,64) 0,1719 France 0,0320 (0,32) 0,3064 -0,0278 -(0,24) 0,4348 -0,0807 -(0,66) 0,3564 0,0530 (0,53) 0,2558 0,1241 (1,75) 0,2996 0,0882 (1,01) 0,1986 Greece -0,2310 -(1,10) 0,2490 -0,1918 -(0,92) 0,1505 0,1072 (0,47) 0,2281 0,0954 (0,41) 0,2177 -0,1402 -(1,09) 0,2045 -0,0213 -(0,13) 0,2744 Ireland -0,0685 -(0,45) 0,2432 0,2085 (1,22) 0,1625 0,2824 (1,55) 0,0958 -0,1543 -(1,03) 0,1394 0,1496 (1,42) 0,0979 0,0972 (0,73) 0,1487 Italy 0,0407 (0,32) 0,2026 -0,0981 -(0,68) 0,2811 0,1496 (0,97) 0,1156 0,0259 (0,21) 0,0806 -0,0102 -(0,12) 0,0422 0,0096 (0,09) 0,1670 Portugal -0,1489 -(1,16) 0,4337 -0,2256 -(1,57) 0,2275 0,0538 (0,35) 0,2346 -0,0847 -(0,67) 0,4977 0,0519 (0,58) 0,2569 0,0095 (0,09) 0,1610 Spain -0,2160 -(1,99) 0,1423 -0,0226 -(0,18) 0,1840 -0,0362 -(0,27) 0,2094 -0,0476 -(0,45) 0,1757 0,0356 (0,47) 0,1511 0,0380 (0,39) 0,1386 Observations Used: 77 78 75 76 78 73 R² 0,4619 0,2852 0,4714 0,0751 0,3949 0,2509 Adj R² 0,2949 0,0671 0,3015 -0,2170 0,2103 0,0012 RMSE 0,3240 0,3661 0,3888 0,3178 0,2262 0,2737

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Fix effects model on current account deposits Size asymmetry level distorsion absolute value Market rate estimation: overnigh monetary policy 3 months monetary policy cost of fund approach overnigh monetary policy 3 months monetary policy cost of fund approach variables: dependent parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat independent intercept -0,0977 -(2,12) -0,0337 -(0,61) -0,0651 -(1,07) -0,0022 -(0,06) 0,0383 (1,06) 0,0624 (1,18) macroeconomic variables growth -0,0979 -(1,82) 0,0081 (0,13) -0,0512 -(0,71) 0,0091 (0,21) -0,0531 -(1,27) 0,0016 (0,02) inflation -0,0682 -(1,27) 0,0345 (0,54) 0,1282 (1,74) -0,0326 -(0,74) -0,0547 -(1,26) -0,0074 -(0,11) money market rate volatility 0,0062 (0,27) -0,0224 -(0,82) -0,0297 -(0,98) -0,0016 -(0,09) 0,0178 (0,99) 0,0108 (0,41) competition variables direct finance competition -0,1036 -(1,66) 0,0769 (1,04) -0,1486 -(1,78) 0,0347 (0,62) 0,0445 (0,90) 0,0318 (0,39) bank external competition 4,6831 (2,40) -1,9389 -(0,83) 4,1261 (1,55) -0,8896 -(0,50) -2,5659 -(1,62) -3,9999 -(1,64) bank concentration CR5 -0,6889 -(0,63) 0,0152 (0,01) -1,0470 -(0,74) 0,4500 (0,52) 1,2928 (1,53) 1,5878 (1,23) banking health variables bank net interest margin -0,1912 -(0,57) -0,4208 -(1,05) 0,4764 (1,07) 0,0547 (0,20) 0,0435 (0,17) -0,0628 -(0,15) bank return on assets 0,2971 (2,00) 0,1629 (0,92) -0,2190 -(1,12) -0,2406 -(1,37) -0,0669 -(0,58) -0,1367 -(0,83) dummies for structural breaks harmonization: 2003 0 . 0 . 0 . 0 . 0 . 0 . interest rate convergence: 1998 -0,0128 -(0,19) -0,0286 -(0,36) 0,0044 (0,05) -0,0065 -(0,12) -0,0955 -(1,83) -0,0551 -(0,75) dummies for countries RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE RMSE Austria -0,0588 -(0,93) 0,0321 -0,1276 -(1,69) 0,1694 -0,0305 -(0,37) 0,0597 0,0138 (0,27) 0,0279 -0,0045 -(0,09) 0,1102 0,0057 (0,08) 0,0245 Finland 0,0115 (0,20) 0,1457 -0,0231 -(0,34) 0,1387 0,2290 (3,05) 0,1478 0,0509 (0,64) 0,0797 -0,0123 -(0,27) 0,0747 -0,0470 -(0,70) 0,1373 Germany 0,0174 (0,19) 0,0820 0,0754 (0,70) 0,1420 -0,1475 -(1,23) 0,1674 -0,0277 -(0,31) 0,1014 0,0606 (0,85) 0,0762 0,1177 (1,16) 0,0973 Italy -0,0222 -(0,51) 0,2080 0,1930 (3,71) 0,1501 -0,1176 -(2,04) 0,1814 0,0079 (0,22) 0,1520 0,0076 (0,22) 0,1078 -0,0091 -(0,18) 0,1701 Netherlands 0,0871 (1,78) 0,0719 -0,0255 -(0,44) 0,0823 -0,0639 -(1,00) 0,1911 -0,0066 -(0,17) 0,0201 -0,0218 -(0,57) 0,0755 -0,0018 -(0,03) 0,1722 Spain -0,0350 -(0,61) 0,0546 -0,0922 -(1,35) 0,1852 0,1305 (1,72) 0,1272 -0,0383 -(0,85) 0,0956 -0,0297 -(0,66) 0,1186 -0,0656 -(1,01) 0,0536 Observations Used: 53 53 51 52 52 49 R² 0,3912 0,3966 0,3893 0,1212 0,2425 0,2085 Adj R² 0,1669 0,1743 0,1518 -0,2113 -0,0441 -0,1174 RMSE 0,1362 0,1624 0,1775 0,1065 0,1061 0,1502

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Fix effects model on time deposits Size asymmetry level distorsion absolute value Market rate estimation: overnigh monetary policy 3 months monetary policy overnigh monetary policy 3 months monetary policy variables: dependent parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat independent intercept 0,0277 (0,62) 0,0675 (1,36) -0,0435 -(0,89) 0,0198 (0,58) macroeconomic variables growth -0,0112 -(0,27) 0,0341 (0,76) -0,0230 -(0,48) -0,0743 -(2,36) inflation 0,0597 (1,02) 0,1196 (1,88) 0,0347 (0,54) 0,0386 (0,89) money market rate volatility -0,0131 -(0,41) -0,0157 -(0,45) -0,0246 -(0,69) 0,0146 (0,60) competition variables direct finance competition 0,0552 (1,75) -0,0126 -(0,37) 0,0212 (0,61) -0,0268 -(1,15) bank external competition 1,5087 (1,14) -0,9554 -(0,68) -0,7439 -(0,51) -1,3139 -(1,37) bank concentration CR5 -1,5523 -(1,38) -1,2513 -(1,02) 1,5754 (1,19) 1,3114 (1,53) banking health variables bank net interest margin 0,3111 (0,80) -0,1163 -(0,28) -0,5516 -(1,16) -0,2632 -(0,92) bank return on assets 0,1337 (0,44) 0,2891 (0,89) 0,2407 (0,58) 0,1892 (0,85) dummies for structural breaks harmonization: 2003 0,1439 (1,58) 0,2875 (3,13) 0,0586 (0,57) 0,2338 (3,73) interest rate convergence: 1998 -0,1251 -(1,77) -0,0172 -(0,22) -0,0825 -(1,06) -0,0320 -(0,61) dummies for countries RMSE RMSE RMSE RMSE Austria -0,1850 -(2,27) 0,1605 -0,1748 -(1,98) 0,2495 -0,0072 -(0,08) 0,1005 0,0082 (0,14) 0,1843 Belgium -0,0214 -(0,31) 0,2080 -0,1374 -(1,66) 0,2628 -0,0329 -(0,43) 0,0419 -0,0330 -(0,54) 0,0535 Germany 0,0728 (1,46) 0,0911 0,0918 (1,68) 0,0918 0,0347 (0,62) 0,1138 -0,0063 -(0,17) 0,0485 Finland -0,0954 -(0,86) 0,2536 -0,1629 -(1,37) 0,2047 -0,0865 -(0,57) 0,1453 -0,0801 -(0,99) 0,2237 Greece -0,2309 -(1,84) 0,1384 0,0455 (0,34) 0,2946 0,1701 (1,13) 0,2817 0,2087 (2,24) 0,1525 Italy 0,0720 (0,87) 0,2680 -0,1795 -(2,00) 0,4114 0,0165 (0,18) 0,1488 0,0438 (0,71) 0,1820 Netherlands 0,5515 (10,91) 0,1287 0,3879 (7,08) 0,1509 0,0176 (0,31) 0,2668 -0,0337 -(0,90) 0,1922 Portugal 0,0187 (0,29) 0,2547 0,1430 (2,04) 0,2832 -0,0664 -(0,94) 0,3481 -0,0518 -(1,08) 0,1512 Spain -0,1824 -(2,60) 0,3293 -0,0136 -(0,18) 0,1500 -0,0458 -(0,60) 0,1951 -0,0559 -(1,07) 0,0719 Observations Used: 112 110 111 109 R² 0,6931 0,4605 0,0608 0,2331 Adj R² 0,6337 0,3538 -0,1229 0,0797 RMSE 0,2122 0,2296 0,2319 0,1567

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Fix effects model on savings accounts Size asymmetry level distorsion absolute value Market rate estimation: overnigh monetary policy 3 months monetary policy overnigh monetary policy 3 months monetary policy variables: dependent parameter t stat parameter t stat parameter t stat parameter t stat independent intercept -0,1456 -(0,74) 0,1097 (0,76) 0,1891 (1,77) 0,0148 (0,17) macroeconomic variables growth -0,0618 -(0,58) -0,0460 -(0,59) -0,0409 -(0,70) -0,0006 -(0,01) inflation -0,1874 -(1,08) 0,1178 (0,93) 0,1563 (1,67) -0,0235 -(0,31) money market rate volatility 0,0090 (0,13) -0,0237 -(0,48) 0,0014 (0,04) 0,0075 (0,26) competition variables direct finance competition 0,1683 (1,06) -0,0503 -(0,43) -0,2009 -(2,33) -0,0608 -(0,88) bank external competition -3,0029 -(0,36) -3,6356 -(0,60) 3,5443 (0,78) 0,1766 (0,05) bank concentration CR5 -0,6460 -(0,08) -1,1314 -(0,19) -8,3655 -(1,83) -0,0723 -(0,02) banking health variables bank net interest margin -0,0518 -(0,05) 0,3624 (0,45) 0,7815 (1,24) 0,2773 (0,58) bank return on assets -0,0417 -(0,02) 0,8723 (0,63) 0,2027 (0,20) -0,4940 -(0,61) dummies for structural breaks harmonization: 2003 0 . 0 . 0 . 0 . interest rate convergence: 1998 0,0607 (0,39) -0,0788 -(0,70) -0,2356 -(2,82) -0,0230 -(0,35) dummies for countries RMSE RMSE RMSE RMSE Belgium 0,2382 (0,96) 0,2164 0,0400 (0,22) 0,0814 0,1440 (1,00) 0,1275 0,0193 (0,17) 0,0724 France -0,5050 -(3,12) 0,2766 -0,3071 -(2,60) 0,2090 0,0557 (0,64) 0,1135 0,0527 (0,75) 0,1281 Germany 0,1098 (0,86) 0,5553 0,0849 (0,91) 0,3824 0,0388 (0,55) 0,3016 -0,0142 -(0,25) 0,1926 Greece -0,0527 -(0,14) 0,2295 0,0995 (0,35) 0,2054 -0,1728 -(0,79) 0,1302 -0,0994 -(0,59) 0,1601 Ireland 0,2097 (1,19) 0,1029 0,0828 (0,64) 0,1504 -0,0658 -(0,68) 0,1063 0,0417 (0,55) 0,0749 Observations Used: 60 60 58 58 R² 0,3870 0,3046 0,3455 0,0586 Adj R² 0,2137 0,1081 0,1521 -0,2196 RMSE 0,3341 0,2445 0,1799 0,1433

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Choice of Market Interest Rate for Cost of Funds Approach Money Market Rate Government Bond Yield Country Code Retail Interest Rate Interest Fixing Overnight 1 mth lag 3 mth lag 6 mth lag 12 mth lag 120 mth lag max correlation maturity (mth) Austria 2 Loans for house purchase at variable rate floating 0,58064 0,59648 0,61428 0,64885 0,57251 0,83714 120 Belgium 2 Mortgage loans with amortization 5 years 0,89335 0,90407 0,93033 0,94815 0,96525 0,9437 12 Finland 2 Housing loans to households 0,89816 0,94814 0,95737 0,96362 0,96713 0,96117 12 France 2 Fixed rate housing loans to households fixed 0,92748 0,92856 0,93328 0,93546 0,92865 0,91428 6 Germany 2 Mortgage loans (5 years fixed rate) fixed 0,90141 0,89886 0,92142 0,93209 0,94086 0,97884 120 Ireland 2 Variable mortgage lending to households variable 0,56708 0,87139 0,95367 0,97792 0,86633 0,86699 6 Italy 2 Loans over 18 months to households fixed and floating 0,98619 0,98545 0,97775 0,97236 0,95547 0,9092 1 Netherlands 2 Mortgage loans from credit institutions 5 years 0,91759 0,92126 0,9349 0,93944 0,95618 0,97919 120 Portugal 2 Loans for house purchase with maturity over 5 years fixed and floating 0,94098 0,97677 0,98582 0,97977 0,97566 0,96806 3 Spain 2 Mortgage loans for house purchase over 3 years fixed and floating 0,99046 0,98676 0,99051 0,99008 0,98433 0,9535 3 Austria 3 Consumer credit 0,49946 0,5193 0,54962 0,5938 0,52584 0,83686 120 Belgium 3 Loans with a flat charge rate (fixed) fixed 0,75789 0,7646 0,79118 0,84202 0,87455 0,89841 120 Finland 3 Consumer credits to households floating 0,91215 0,96181 0,97193 0,97525 0,977 0,96191 12 France 3 Personal loans 0,93249 0,93399 0,93534 0,93461 0,9238 0,89782 3 Germany 3 Installment credits fixed 0,8794 0,88941 0,85141 0,84209 0,84343 0,80642 1 Portugal 3 Loans and advances to private individuals with 2 to 5 years maturity fixed and floating 0,84181 0,88723 0,9069 0,90615 0,90875 0,93338 120 Spain 3 Interest rate charged on personal loans over one year mostly fixed 0,97249 0,97543 0,96917 0,97657 0,97121 0,94399 12 Austria 4 Loans to enterprises floating 0,5735 0,58733 0,61574 0,65058 0,57702 0,84927 120 Belgium 41 Term loan (6 months) 0,96075 0,97763 0,99169 0,99469 0,99344 0,90658 6 Belgium 42 Bank advances in current account for professional use 0,98281 0,98632 0,98935 0,9828 0,96811 0,85371 3 France 4 Discount, overdrafts and other short-term loans 0,9494 0,95603 0,95497 0,95717 0,94585 0,91592 6 Germany 4 Wholesale current account credit floating 0,94596 0,95474 0,92181 0,90869 0,90616 0,71646 1 Greece 4 Short-term loans to enterprises 0,852 0,98278 0,89775 0,90983 0,97005 0,94206 1 Ireland 4 Overdrafts and term loans up to 1 year - AA rate / lending to firms floating 0,60187 0,89152 0,96753 0,97711 0,87423 0,8385 6 Italy 41 Interest on loans up to 18 months - all customers 0,9596 0,98989 0,98006 0,98509 0,97419 0,94438 1 Italy 42 Minimum rate on loans to firms up to 18 months minimum rate 0,95578 0,99019 0,9853 0,98866 0,98096 0,95695 1 Netherlands 4 Bank base rate, enterprises floating 0,99583 0,99499 0,99312 0,98754 0,97579 0,8275 0 Portugal 41 Commercial bills to private non-financial enterprises with 91 to 180 days maturity 0,92888 0,97536 0,98622 0,98164 0,97784 0,96644 3 Portugal 42 Loans to private non-financial enterprises with 91 to 180 days maturity 0,92693 0,97328 0,98632 0,98214 0,97909 0,97331 3 Spain 4 Variable rate; monthly reviewable floating 0,99765 0,99355 0,99724 0,99081 0,98173 0,94562 0

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Country Code Retail Interest Rate Interest Fixing Overnight 1 mth lag 3 mth lag 6 mth lag 12 mth lag 120 mth lag max correlation maturity (mth) Belgium 5 Investment credit (5 year) floating 0,86278 0,88116 0,90977 0,92625 0,94706 0,9734 120 Finland 5 Lending to enterprises floating 0,91736 0,97624 0,9842 0,98624 0,98495 0,9423 6 France 5 Medium and long-term loans 0,9498 0,9521 0,95229 0,95285 0,94261 0,91829 6 Germany 5 Long-term loans to enterprises and self employed (excl, Housing) fixed 0,64462 0,63861 0,7436 0,75817 0,81694 0,79893 12 Greece 5 Long-term loans to enterprises 0,83798 0,97716 0,88496 0,89169 0,96371 0,95674 1 Ireland 5 Term loans over 1 year and up to 3 years - AA rate / lending to firms floating 0,58339 0,87364 0,95079 0,96528 0,80334 0,82016 6 Italy 5 Interest rate on loans over 18 months 0,99191 0,99231 0,99059 0,98821 0,97673 0,93593 1 Portugal 5 0,93137 0,97367 0,98259 0,97813 0,97296 0,96952 3 Spain 5 Credit accounts over 1year / up to 3 years 0,99328 0,98866 0,9942 0,99176 0,98562 0,95563 3 Austria 7 Current account deposits 0,20285 0,24266 0,28039 0,345 0,29292 0,746 120 Finland 7 Transaction accounts subject to withholding tax 0,90757 0,96057 0,96669 0,96971 0,96809 0,93413 6 Greece 7 Interest rate on sight deposits 0,15981 0,89155 0,2261 0,76119 0,79377 0,50978 1 Italy 7 Interest rate on current account 0,9481 0,98111 0,97859 0,98217 0,97598 0,9593 6 Netherlands 7 Ordinary demand deposits 0,77797 0,78631 0,78497 0,78957 0,78351 0,81234 120 Spain 7 Interest rate on overnight deposits 0,98521 0,98201 0,98376 0,9781 0,96728 0,93531 0 Austria 8 Savings deposits with maturity up to 12 months 0,66946 0,67676 0,67702 0,70655 0,61526 0,78703 120 Belgium 8 Deposits with an agreed maturity or the period of notice 0,96642 0,9535 0,94643 0,93514 0,9151 0,81895 0 Finland 8 Time deposits subject to withholding tax 0,9221 0,95303 0,95746 0,96094 0,95847 0,91704 6 Germany 81 Time deposits with maturity of 1 month 0,9967 0,99852 0,99731 0,99526 0,98332 0,84962 1 Germany 82 Time deposits with maturity of 3 months 0,99706 0,99871 0,99846 0,99633 0,98522 0,84573 1 Greece 8 Deposits with agreed maturity of 12 months 0,85098 0,97875 0,8934 0,90681 0,97287 0,9564 1 Italy 8 Interest rates on CDs between 18 and 24 months, fixed rates fixed 0,98442 0,98632 0,9894 0,99004 0,98656 0,95954 6 Netherlands 81 Time savings deposits - 2 years 0,96149 0,96389 0,97419 0,97727 0,98466 0,93335 12 Netherlands 82 Time savings deposits - 4 years 0,91086 0,9143 0,92969 0,93512 0,95267 0,97382 120 Portugal 81 Time deposits with 31 to 90 days maturity 0,94725 0,9698 0,95162 0,94737 0,93102 0,90912 1 Portugal 82 Time deposits with 181 days to 1 year maturity 0,94259 0,9813 0,99004 0,98758 0,98248 0,96943 3 Spain 8 Deposits with maturity over 1 up to 2 years 0,98451 0,97892 0,98538 0,98804 0,98675 0,95881 6 Belgium 9 Savings deposits 0,94218 0,9428 0,9435 0,94672 0,93964 0,91198 6 France 9 Savings passbooks weighted average 0,80552 0,80925 0,80648 0,80605 0,79572 0,82053 120 Germany 91 Savings account, no duration agreed 0,97833 0,97966 0,97909 0,97851 0,96464 0,8803 1 Germany 92 Savings account, duration up to 1 year 0,98459 0,98769 0,99289 0,9956 0,99413 0,89206 6 Greece 9 Savings accounts in commercial banks 0,84286 0,97873 0,88447 0,88457 0,95515 0,94798 1 Ireland 91 Clearing banks demand deposits under IEP 5,000 - households 0,55324 0,81973 0,90455 0,91856 0,55396 0,77178 6 Ireland 92 Clearing banks demand deposits IEP 25,000 to IEP 100,000 - enterprises 0,55234 0,83603 0,91864 0,9399 0,78434 0,79527 6

Analyse des déterminants de la transmission des taux ...

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