1

FAKULTA MATEMATIKY, FYZIKY A INFORMATIKY UNIVERZITY KOMENSKÉHO V BRATISLAVE DIPLOMOVÁ PRÁCA BRATISLAVA 27 MARIANNA BELÁKOVÁ

Transmisie úrokových sadzieb z medzibankového sekora do klienskych sadzieb DIPLOMOVÁ PRÁCA MARIANNA BELÁKOVÁ UNIVERZITY KOMENSKÉHO V BRATISLAVE FAKULTA MATEMATIKY, FYZIKY A INFORMATIKY KATEDRA APLIKOVANEJ MATEMATIKY A ŠTATISTIKY Šudijný odbor: Maemaika Číslo šudijného odboru: 9.1.9 Špecializácia: Ekonomická a finančná maemaika Vedúci diplomovej práce: Mgr. Branislav Reľovský BRATISLAVA 27

Absrak Názov práce: Transmisie úrokových sadzieb z medzibankového sekora do klienskych sadzieb Auor: Marianna Beláková Škola: Fakula maemaiky, fyziky a informaiky, Univerzia Komenského Braislava Školieľ: Mgr. Branislav Reľovský Cieľom diplomovej práce je modelovať správanie ransmisie úrokových sadieb z medzibankového peňažného rhu do klienskych úrokových mier z vkladov a úverov. Ako násroj na dosiahnuie cieľa nám budú slúžiť rovnice odhadnué Error Corecion modelom a predikcie budúceho vývoja úrokových sadzieb. Ďalej budeme skúmať exisenciu dlhodobého vzťahu medzi premennými, popíšeme rýchlosť a inenziu reakcií klienskeho sekora na šoky v medzibankovom prosredí a graficky i ekonomicky zinerpreujeme dosiahnué výsledky. Kľúčové slová: menová poliika, ransmisný mechanizmus, error corecion model

Česne prehlasujem, že diplomovú prácu som vypracovala samosane s použiím uvedenej lieraúry. V Braislave 29. apríla 27... Marianna Beláková

Moje veľké poďakovanie parí hlavne p. Mgr. Branislavovi Reľovskému, vedúcemu diplomovej práce, za jeho obeavý prísup, ochou, cenné rady a čas, korý mi venoval. Zároveň by som chcela poďakovať mojim spolužiakom, korí mi pomáhali nielen počas písania diplomovej práce, ale počas celého šúdia. Ďakujem hlavne Jankovi Klacsovi za jeho rpezlivosť a pomoc, korú voči mojej osobe prejavoval počas celého šúdia.

Obsah Úvod... 1 1. Transmisný mechanizmus... 2 1.1 Úrokový kanál... 3 1.2 Úverový kanál... 4 1.3 Transmisia úrokových mier... 4 1.4 Transmisný mechanizmus na Slovensku... 6 2. Ekonomerická meodológia... 8 2.1 Sochasické procesy... 8 2.2 Inegrované procesy... 1 2.3 Tesovanie rádu inegrácie... 11 2.4 Koinegrácia a ECM modely... 13 2.5 VEC modely... 18 2.6 Tesy rešrikcie... 19 3. Menový vývoj a vývoj úrokových sadzieb vkladov a úverov... 21 4. Empirická časť... 32 4.1 Popis a analýza dá... 32 4.2 Odhad rovníc meódou ECM... 34 4.2.1 Odhad rovníc pre úrokové sadzby z vkladov... 36 4.2.2 Odhad rovníc pre úrokové sadzby z úverov... 4 4.3 Transmisia sadzieb využiím simulácie... 42 Záver... 47 Zoznam použiých skraiek... 49 Použiá lieraúra... 5 Zoznam príloh... 52

Úvod Skúmanie ransmisného mechanizmu v jednolivých krajinách je dôležié najmä z pohľadu cenrálnej banky, korá zisťuje, ako sa násroje, koré používa na realizáciu menovej poliiky, prenášajú do jej konkrénych cieľov. Pre Slovensko, ako mladú ranziívnu krajinu, je spoznanie jej ransmisného mechanizmu o o dôležiejšie, že v súčasnosi prechádza veľkými zmenami a ďalšie, nemej dôležié, ju čakajú v najbližších rokoch. Vzhľadom na vsup Slovenska do Európskej únie 1.mája 24 a plán prijať spoločnú európsku menu v roku 29 je menová poliika, korú bude naša národná banka dovedy vykonávať, veľmi dôležiá vzhľadom na kriéria, koré musíme splniť, aby sme euro mohli prijať. Cieľom diplomovej práce je modelovať správanie ransmisie úrokových sadieb z medzibankového peňažného rhu do klienskych úrokových mier z vkladov a úverov. Ako násroj na dosiahnuie cieľa nám budú slúžiť rovnice odhadnué Error Corecion modelom a predikcie budúceho vývoja úrokových sadzieb. Ďalej budeme skúmať exisenciu dlhodobého vzťahu medzi premennými, popíšeme rýchlosť a inenziu reakcií klienskeho sekora na šoky v medzibankovom prosredí a graficky i ekonomicky zinerpreujeme dosiahnué výsledky. Diplomová práca je rozdelená do šyroch kapiol. V prvej časi sa zameriame na popis fungovania ransmisného mechanizmu a jeho kanálov. Bližšie sa budeme venovať kanálom súvisiacim s prenosom úrokových sadzieb a poukážeme na základné činiele, koré ransmisiu úrokových mier medzibankového rhu na kliensky sekor ovplyvňujú. V súčasnosi sa na modelovanie správania sa a analýzu dá ekonomických veličín používajú ekonomerické prísupy. Jedným z najpoužívanejších je aj Error Corecion Model, korému sa v druhej kapiole budeme venovať. Ďalej si v ejo časi uvedieme aj vlasnosi sacionárnych a nesacionárnych procesov ako i koinegráciu a maemaické prísupy použiých esov. Keďže jedným z predpokladov použiia ekonomerickej eórie je ekonomický základ, reia kapiola zachyáva menový vývoj a vývoj úrokových sadzieb na Slovensku podľa rokov za celé sledované obdobie. Posledná časť práce popisuje použié dáa a venuje sa samonej empirickej šúdii a inerpreácii dosiahnuých výsledkov. 1

1. Transmisný mechanizmus Národná banka pri realizácii svojej menovej poliiky naráža na problém, že menovú sabiliu, konečný cieľ menovej poliiky, možno ovplyvniť len nepriamo a až po uplynuí určiého času. Obdobie od uskuočnenie zmien až po konečný dopad na reálnu ekonomiku označujeme ako mechanizmus prechodu. Transmisný mechanizmus menovej poliiky (ransmission mechanism of moneary policy) je reťazec ekonomických väzieb, korý umožňuje, aby zmeny v nasavení operačného cieľa viedli k žiaducim zmenám. Na začiaku ransmisného mechanizmu je eda zmena operačného cieľa. Táo zmena vedie k zmene správaniu sprosredkujúcich rhov, na koré má nasavenie operačného cieľa priamy vplyv. Zmena správania ýcho rhov poom cez rôzne ďalšie sprosredkujúce rhy vedie k zmenám na cieľových rhoch, korých cenový vývoj chce cenrálna banka ovplyvniť. Transmisný mechanizmus pôsobí paralelne viacerými cesami, zv. kanálmi (channels). V uzavreej ekonomike sú šandardné dva ransmisné kanály. Kanál agregáneho dopyu, korý vorí kanál úrokovej miery a úverový kanál. Prosrednícvom kanálu agregáneho dopyu menová poliika s oneskorením ovplyvňuje agregány dopy pôsobením na krákodobú reálnu úrokovú mieru, dlhodobé úrokové miery a na dosupnosť úverov. Agregány dopy poom vplýva s iným oneskorením na infláciu a iež na HDP a zamesnanosť Druhým kanálom je kanál očakávaní, korý umožňuje menovej poliike regulovať inflačné očakávania, koré prosrednícvom miezd a cien ovplyvňujú infláciu s oneskorením. V ovorenej ekonomike sa v ransmisnom mechanizme pridáva aj kanál výmenného kurzu. Samoný ransmisný mechanizmus môžeme rozdeliť na päť hlavných kanálov 1, korými sa v ekonomike šíria menové rozhodnuia, a o úrokový kanál, úverový kanál, kanál očakávaní, kanál cien domácich akív a kurzový kanál. 1 Exisuje veľa šúdií na ému ransmisného mechanizmu a jeho eoreickej analýzy. Vychádzala som z pomerne široko akcepovanej schémy ransmisného mechanizmu prezenovaného analýzou Bank of England v práci The ransmission mechanism of moneary policy (1999) a z analýzy NBS uverejnenej v časopise Biaec č.4/1999 v práci Kanály ransmisného mechanizmu menovej poliiky. 2

1.1 Úrokový kanál Úrokový kanál ransmisného mechanizmu menovej ransmisie vychádza z oho, že expanzívna menová poliika vedie k zvýšeniu ponuky peňazí, korá lačí na pokles reálnych úrokových sadzieb peňažného rhu. Táo zmena vyvára podmienky na zmenu srednodobých úrokových sadzieb z úverov, a ým aj agregáne výdavky v ekonomike. Pokles krákodobých a srednodobých úrokových sadzieb nevyvára len priesor na zmenu úrokových sadzieb v ekonomike, ale aj ovplyvňuje rozhodovanie o sporebe a úsporách ekonomických subjekov. Vychádza sa priom z oho, že nižšie úrokové sadzby zvyšujú súčasnú hodnou ovarov, a ým aj dopy po nich. Preo výdavky na ovary, koré sú cilivé na úrokové sadzby, sú ovplyvňované marginálnymi nákladmi z nových pôžičiek. Úverovým sadzbám sa posupne prispôsobia aj úrokové sadzby z vkladov. Tieo zmeny úrokových sadzieb ovplyvnia dôchodky dlžníkov a verieľov a ich hoovosné oky (cash flow). Menovou poliikou vyvolané zmeny úrokových sadzieb môžu eda viesť k zmenám hoovosných okov verieľov a dlžníkov, a ým aj k zmene ich sporebných a invesičných výdavkov. Pri úrokovom kanáli ransmisného mechanizmu je dôležié rozlišovať medzi reálnymi a nominálnymi úrokovými sadzbami. Reálne úrokové sadzby ovplyvňujú hraničné (marginálne) náklady nových úverov, koré deerminujú rozhodovanie medzi sporebou a úsporami. Nominálne zvýšenie úrokových sadzieb, koré väčšinou odráža len inflačné očakávania, nemení marginálne náklady z nových pôžičiek. Na druhej srane však zmení cash flow a bilančnú pozíciu dlžníkov z dôvodu inflačného umorovania prijaých úverov v minulosi. Zlepšená siuácia v cash flow ýcho subjekov má poencionálny dopad na agregány dopy. Skuočnosť, že reálne úrokové miery ovplyvňujú agregáne výdavky na hrubý domáci produk, možno využiť pri formovaní menovej poliiky zameranej na podporu ekonomickej akiviy. Ak chceme simulovať ekonomický ras, cenrálna banka vedie expanzívnu menovú poliiku, čo však zvýši očakávanú cenovú úroveň a spolu s očakávanou mierou inflácie povedie k poklesu reálnych úrokových sadzieb a simulácií výdavkov v ekonomike. 3

1.2 Úverový kanál Objem úverov hrá dôležiú úlohu pri formovaní menovej poliiky vzhľadom na jeho esnú väzbu k agregánym výdavkom. V prípade sprísnenia menovej poliiky banky nemusia len reagovať zvýšením úrokových sadzieb z úverov, ale celkovým znížením ponuky, čo môže najviac zasiahnuť hlavne malých podnikaeľov, preože pre ieo firmy je o časo jediný zdroj financovania. Čisé bohasvo firiem (ne worh) je jedným z dôležiých fakorov ovplyvňujúcich siuáciu na úverovom rhu. Pri nízkom čisom bohasve firmy exisuje menej poencionálneho kolaerálu, korý môžu verielia prijať ako zálohu za poskynué úvery, čo môže vyvolať problém morálneho hazardu. V dôsledku nízkej čisej hodnoy firiem klesá úverová akivia a ým aj invesičné výdavky. Expanzívna menová poliika spôsobí ras cien akcií, čo zvýši hodnou čisého bohasva firiem a vedie k vyšším invesičným výdavkom a agregánemu dopyu, preože znižuje riziko morálneho hazardu. Expanzívna menová poliika môže rovnako pôsobiť aj na pokles úrokových sadzieb, čo zvýši cash flow firiem a zníži riziko hazardu. 1.3 Transmisia úrokových mier Menová poliika prosrednícvom svojej úrokovej zložky, čiže reálnej úrokovej miery, ovplyvňuje rozhodovanie ekonomických subjekov, pokiaľ ide o úspory, sporebu a invesície. Zmena oficiálnej úrokovej sadzby cenrálnej banky v prípade, že sa pomerne rýchlo prenesie do klienskych úrokových sadzieb, môže mať vplyv priamo aj na finančnú pozíciu ekonomických subjekov. Pri zvýšení úrokových sadzieb vzrasú ekonomickým subjekom výdavky spojené s plabou úrokov za úvery, súčasne sa zvýšia ich úrokové príjmy z vkladov. Zníženie úrokových mier má opačný efek. Takýmo spôsobom môže menová poliika v závislosi od oho, či v ekonomike prevažuje fixné alebo pohyblivé úročenie, v relaívne krákom čase ovplyvniť príjmy, resp. výdavky ekonomických subjekov. Pri ransmisii úrokových mier narážame na dve rozdielne, ale nie nezávislé nedokonalosi. V prvom prípade hovoríme o supni ransmisie, čiže o rozsahu, v korom sa zmeny sadzieb peňažného rhu prenášajú na bankové sadzby pre klienov z dlhodobého hľadiska. Druhou oázkou, vyvolávajúcou nedokonalosť, je rýchlosť ransmisie, korá 4

predsavuje čas, za aký dochádza k úplnej ransmisii. Odlišnú rýchlosť a silu ransmisie úrokových mier môžeme do značnej miery odôvodniť spojiosťou s rozdielmi v šrukúre finančného sysému. Exisuje viacero fakorov, koré určujú ransmisiu menových impulzov úrokových mier. Úrokový kanál ransmisného mechanizmu je ovplyvňovaný menovou poliikou, volailiou úrokových sadzieb, alernaívnym prísupom k finančným zdrojom, kapiálovou vybavenosťou a likvidnou pozíciou bánk či konkurencieschopnosťou bankového sekora. Na medzibankovom rhu môže mať režim menovej poliiky značný vplyv na volailiu úrokových mier. Pokiaľ má cenrálna banka za svoj cieľ sanovené udržiavanie sabilného kurzu, úrokové miery vysupujú ako produk realizácie menovej poliiky. Klienske sadzby sa v omo prípade prispôsobujú podľa oho ako rýchlo rh dešifruje informáciu o om, či zmena v rhovej sadzbe má rvalý alebo dočasný charaker. Vplýva o aj na dĺžku oneskorenia, a o za ako dlho alebo či sa vôbec klienska sadzba prispôsobí zmene rhovej sadzby. Len v malej miere dôjde k pohybu úrokových mier, ak sa predpokladá, že ide len o dočasný výkyv na medzibankovom rhu, pričom oveľa rýchlejšie reagujú, ak sa áo zmena považuje za rvalú, napr. zmena kľúčovej sadzby NBS. Vysoká volailia sadzieb peňažného rhu znižuje rýchlosť aj supeň ransmisie do klienskych sadzieb, preože v akomo prípade sa zmeny chápu skôr ako dočasné. Na elasiciu dopyu po úveroch a ponuku vkladov s ohľadom na zmeny sadzieb na peňažnom rhu majú vplyv aj nebankové finančné inšiúcie. Tieo spoločnosi môžu nahradiť bankové úvery iným zdrojom financovania. Takiež prísup domácnosí k alernaívnym invesičným príležiosiam má vplyv na rhovú elasiciu ponuky vkladov a následkom oho vzniká lak na úrokovú mieru z klienskych vkladov. Kapiálová vybavenosť a likvidná pozícia bánk dovoľuje viac vyhladzovať úrokovú krivku klienskych sadzieb, preože dobre kapiálovo zabezpečené banky nemusia zohľadňovať všeky šoky na rhu a premieať ich na klienov. Absencia konkurenčného prosredia na peňažnom rhu implikuje väčšie rozdiely medzi sadzbami pre klienov a medzi bankami navzájom. Vedy je dôležié, korým smerom sa pohnú sadzby na medzibankovom rhu. Rasúca konkurencia by mala pôsobiť v smere urýchlenia reakcií rhových sadzieb na menové rozhodnuia. Pre konkurenciu a rýchly prenos informácií medzi jednolivými segmenami rhu je dôležiý rozvoj finančného rhu, liberalizácia na kapiálovom úče a inegrácia domáceho a zahraničného rhu v bankách. 5

1.4 Transmisný mechanizmus na Slovensku Skúmanie ransmisného mechanizmu v jednolivých krajinách je dôležié najmä z pohľadu cenrálnej banky, korá zisťuje, ako sa násroje, koré používa na realizáciu menovej poliiky, prenášajú do jej konkrénych cieľov. Špecifikom ransmisného mechanizmu menovej poliiky Národnej banky Slovenska (NBS) je, že Slovensko sa od roku 1993 nachádza v ransformačnom procese. Na rozvinuých rhoch je moneárna poliika ypicky reprezenovaná poliikou určovania oficiálnej úrokovej miery. Ako už bolo uvedené v predchádzajúcej časi, hlavný kanál, prosrednícvom korého sa snaží cenrálna banka ovplyvniť chod v uzavreej ekonomike, je agregány dopy. Pokiaľ ide o ovorenú ekonomiku, je dôležié uvažovať aj kanál výmenného kurzu. V ranziívnych ekonomikách je prechod od výmenného kurzu k inflácii podsane silnejší ako na rozvinuých rhoch. Popriom kanály, koré spoľahlivo fungujú v rozvinuých ekonomikách, nemusia mať v ranziívnych ekonomikách aký význam. Napríklad dopad úrokovej sadzby na vorbu úverov je v akýcho ekonomikách slabší vzhľadom na nepružnú úverovú poliiku bánk zaťažených nevymáhaeľnými pôžičkami a nerozvinuým finančným rhom. Na Slovensku je súčasná poliika určovania oficiálnej úrokovej sadzby s inflačným cielením pomerne nový fenomén. Medzibankový rh peňazí funguje od roku 1995. Do okóbra 1998 u nás fungoval režim, korý sa primárne zameriaval na udržiavanie výmenného kurzu v určenom flukuačnom pásme a konrolovanie menových agregáov. V súčasnosi sme v zv. režime riadeného plávajúceho kurzu. Pri analýze vplyvu moneárnej poliiky so zameraním na inflačne cielenie národná banka nesmie zabúdať na ďalšie špecifiká nášho rhu. Jedným z nich je napr. adminisraívne upravovanie cien vládou. Posupná deregulácia cien mala podsaný vplyv na zvyšovanie cien. Zlepšil sa prísup domácnosí k iným invesičným príležiosiam. Konkurencia na rhu zdrojov sa zvyšuje rozvojom finančného a úverového rhu. Typické pre minulé obdobie vo vývoji úverovej poliiky bolo krákodobé úverovanie. Týmo smerom sa vývoj úrokových sadzieb sabilizoval k predlženiu rvania a samonej sabilie úverov a vkladov. Nárasom konkurencie medzi bankami došlo k poľaveniu podmienok pre poskyovanie úverov domácnosiam. Zmena úrokových sadzieb NBS sa diferencovane premiea do úrokových sadzieb bankového sekora voči primárnym klienom. Obchodné banky uplaňujú rozdielnu úrokovú poliiku voči jednolivým skupinám klienov, čoho dôsledkom je, že úroková marža bánk pre obyvaeľsvo je výrazne vyššie v porovnaní 6

s úrokovou maržou pre podniky. Ak väčšinu zdrojov banky voria krákodobé vklady, exisuje cilivejšie prepojenie medzi rhovými a klienskymi sadzbami. Kvalia finančného rhu a konkurenčné prosredie na peňažnom rhu, rhu vkladov a úverov vplývajú na dopy po úveroch a ponuku vkladov. Siuácia na Slovensku sa výrazne menila. Kým na začiaku ransformácie na rhu vkladov dominovala jedna prípadne dve banky, posupne sa prísup k primárnym zdrojom vyrovnáva. Pokiaľ nie je na rhu konkurenčné prosredie vznikajú väčšie rozdiely medzi sadzbami pre klienov a medzi bankami navzájom. Tieo rozdiely však u nás posupne klesajú. Inegrácii bánk do medzinárodného prosredia pomohla ich privaizácia zahraničnými subjekami. To má za následok, že signály z iných segmenov rhu sa priamo v banke prenášajú na úverov a vkladov, rovnako ako signály zo zahraničného finančného rhu. Vývoj bude smerovať k rýchlejšiemu prenosu rozhodnuí menovej poliiky na rh vkladov a úverov s príslušným dopadom na paramere ransmisného mechanizmu. 7

2. Ekonomerická meodológia 2.1 Sochasické procesy Nech je ľubovoľný pravdepodobnosný priesor a nech T indexová množina. Nech je pre každé T v pravdepodobnosnom priesore ( Ω,A, P definovaná náhodná veličina (,A, P Ω ) X (). Poom množinu náhodných premenných X = { X () ; T} nazývame sochasický proces. Na sochasický proces sa môžeme pozerať ako na funkciu dvoch premenných { x(, ω ); T, Ω} X = ω, pričom v každom čase T definovanou na ( Ω,P). je (,ω) X náhodnou premennou V prípade, že T obsahuje len konečne alebo spočíaeľne veľa hodnô, hovoríme o sochasickom procese s diskrénym časom alebo sručnejšie o časovom rade, korý označujeme x. Náhodný proces je funkcia, korá času priradzuje náhodnú premennú a preo aj popisné šaisiky ýcho náhodných premenných sú funkcie času. ) Sredná hodnoa E[ ] = μ ; Disperzia D[ x ] E ( x E[ x ]) x 2 [ ] = ; Kovariancia Cov[ x x ] = E[ ( x E[ x ])( x E[ x ])] k, ; pre T. k k Náhodný proces sa nazýva srikne sacionárny, ak pre každú indexovú množinu ( ) T 1, 2,..., n a pre ľubovoľne reálne číslo h R, pre koré i + h T, i = 1,2, K, n plaí: ( x x,, x ) = F( x, x,, x ) F, n + h + h K 1 2 1 2 n + h K, kde F(.) je združená disribučná funkcia n premenných. Implikuje o eda, že srikná sacionaria znamená, že všeky exisujúce momeny náhodného procesu sú v čase konšanné. Alebo inak povedané, že proces X (,ω) má rovnaké pravdepodobnosné rozdelenie invarianné v čase. Táo podmienka je veľmi silná a preo sa v praxi časo požaduje len splnenie slabšej definície sacionariy, zúženej na konšannosť prvých dvoch momenov. 8

Hovoríme, že proces je slabo sacionárny, ak plaí, že má konečnú konšannú srednú hodnou, konšanný rozpyl a kovariancia je invarianná voči posunom v čase [ x ] = E[ ] = μ < E ; x k 2 [ x ] D[ ] = < D ; Cov = x k σ [ x x ] Cov[ x, x ] = γ <, ; pre T, k = j j k k 2 kde μ,σ a podmienku: γ k sú konšanné v čase. Ďalej budeme hovoriť, že sochasický proces { } ε je biely šum, ak T spĺňa [ ] = E ε ; E [ ε, ε ] k 2 σ k = = k Biely šum je eda sacionárny proces, korý má konšannú, nulovú srednú hodnou a jeho časové oneskorenia sú nekorelované. Ak nie je splnená niekorá z uvedených podmienok sacionariy, časový rad nazývame nesacionárny. Základné rozdiely môžeme zhrnúť do niekoľkých bodov. Sacionárne časové rady v dlhodobom časovom horizone konvergujú k svojej konšannej srednej hodnoe, majú konečnú varianciu, korá je časovo invarianná a majú korelogram, korý klesá. Pre nesacionárne časové rady z dlhodobého hľadiska neexisuje sredná hodnoa, ku korej by konvergovali, variancia závisí od času a pre konečný časový rad kolerogram klesá len veľmi pomaly. 9

2.2 Inegrované procesy Hovoríme, že nesacionárny časový rad x je inegrovaný rádu d I(d), ak pre všeky k = 1, 2, K, d 1 je jeho k-á diferencia Δ k x nesacionárna, ale d-á diferencia Δ d x je už sacionárna. Z ejo definície vyplýva, že sacionaria je ekvivalenná nulovému rádu inegrácie. Príkladom časového radu I(d) je proces náhodnej prechádzky: x = α + ε, (2.1) x 1 kde ε je biely šum a α = 1. Teno proces je nesacionárny AR(1), keďže nespĺňa podmienku sacionariy, korá má pre AR(1) procesy y = γ 1 + ε, var γ < 1. Jeho diferencovaním y získame sacionárny I() proces Δx = x x 1 = ε, kde ε ~ I(). Väčšina ekonomických časových radov, koré sú vyjadrené v nominálnych hodnoách, sú nesacionárne časové rady, preože makro ekonomické údaje vykazujú zväčša rasúci rend. Trend sa eliminuje dvoma spôsobmi: 1. Zahrnuím premennej čas ako vysveľujúcej premennej do regresného modelu. Ak predpokladáme exisenciu lineárneho rendu môžeme model špecifikovať x = β + β1 + ε (2.2) Teno model nazývame aj rendovo sacionárny, lebo x je sacionárna okolo rendu, sredná hodnoa rasie s časom 2 [ x ] = β + a variancia je konšanná D [ ] = σ E β 1 meódou najmenších švorcov (OLS) sú sacionárne. x. Rezíduá zisené 2. Nahradením pôvodných dá prvými alebo vyššími diferenciami, ak je náhodnou prechádzkou,.j. generovaná podľa vzťahu (1). Pridaním konšany do procesu (1) dosávame modifikovaný model náhodnej prechádzky s lineárnym rendom (drifom). x x = σ + 1 + ε (2.3) x 1

Na rozdiel od modelu (2) náhodné zložky ε u nie sú po eliminácií rendu kovariančne sacionárne, lebo rozpyl vykazuje rend [ ] 2 diferenčne sacionárny. D x = σ. V omo prípade model nazývame Časým dôvodom na použiie prvých diferencií mieso originálnych dá v regresnom modely je problém zdanlivej závislosi, korý je vykazovaný v dôsledku nesacionárnosi. Použiie prvých diferencií mieso pôvodných rendom zaťažených dá znižuje auokoreláciu a ým zvyšuje presnosť odhadov paramerov. 2.3 Tesovanie rádu inegrácie Uvažujme sochasický proces varu x = α 1 + ε (2.4) x } Ak α = 1 ak proces{ je inegrovaní rádu I(1) a s rasúcim časom rasie aj jeho variancia. x V akomo prípade, za predpokladu nulovej hypoézy ( H : α 1), nemôžeme použiť klasické = regresné meódy na odhad paramera α. Použiie klasického -esu pod nulovou hypoézou pripúšťajúcou nesacionárnosť je akiež neprípusné. Preo bolo nuné vymyslieť násroj na esovanie procesov I(1). Dickey a Fuller(1979,1981) preo navrhli iný spôsob esovania jednokového koreňa (uni roo es). Spočíva v ransformácii vzťahu (2.1) na Δx = γ 1 + ε (2.5) x kde γ = α 1. Tesovanie na rovnosť α = 1 je poom ekvivalenné s esom na γ =. Jednoduchý Dickey-Fullerov es jednokového koreňa je založený na odhadnuí rovnice Δx = γ x 1 + d δ + ε (2.6) T 11

formulovaní nulovej a alernaívnej hypoézy H : γ, (2.7) = H : γ (2.8) 1 < a vyhodnoením šaisiky ˆ γ γ = (2.9) se ( ˆ γ ), kde γˆ je získaný odhad koeficienu γ a se ( γˆ ) je jeho šandardná odchýlka. Dickey a Fuller ukázali, že za predpokladu nulovej hypoézy jednokového koreňa áo šaisika nemá šandardné Sudenovo -rozdelenie a súčasne poskyli abelované kriické hodnoy esu, získané Mone-Carlo simuláciami. Tieo kriické hodnoy sú závislé na zhrnuí deerminisických členov, vyjadrených v člene. Auori preo ponúkajú alernaívne kriické hodnoy aj pre prípad zahrnuia konšany alebo konšany a rendu. Jednoduchý Dickey-Fuller es plaí len za predpokladu, že esovaný proces je AR(1). Ak má proces korelované oneskorenia vyššieho rádu, je porušený predpoklad o bielom šume odchyliek ε. Východiskom je konšrukcia upraveného Dickey-Fullerovho esu (Augmened Dickey Fuller es - ADF), korý koriguje chyby vyplývajúce z vyššieho rádu auokorelácie ak, že do regresnej rovnice je medzi regresory pridaných p oneskorených diferencií procesu { } x d Δx = γ x + d δ + β Δx + β Δx + K+ β Δx + ε T 1 1 1 2 2 p p. (2.1) Fuller dokázal, že rozdelenie -šaisiky nezávisí od poču oneskorení diferencií pridaných do odhadovanej rovnice. Pri esovaní jednokového koreňa ADF esom musíme špecifikovať deerminisické členy a poče oneskorení diferencií, koré budú zahrnué do regresie. Problém s určením deerminisických členov by sme mohli riešiť zahrnuím konšany aj rendového člena do regresie. Zahrnuie irelevanných regresorov do špecifikácie však znižuje silu esu. Preo sa odporúča použiť špecifikáciu, korá je vzhľadom na esovaný rad vyhovujúcou v prípade 12

nulovej aj alernaívnej hypoézy. Poče oneskorení p, koré pridáme do rovnice (5) môžeme určiť na základe informačného kriéria (Akaike, Schwarz, Hannan - Quinn). Alernaívou k ADF esu je medzi inými es Kwiakowského, Phillipsa,Schmida a Shina (KPSS). Od osaných esov jednokového koreňa sa líši v opačne sanovenej nulovej a alernaívnej hypoéze. V nulovej hypoéze predpokladá sacionariu skúmaného časového radu a v alernaívnej nesacionariu. Je založení na regresii x = δ + ε (2.11) T d, kde d sú deerminisické regresory konšana alebo konšana a rend. Tesovacia LM šaisika je definovaná ako LM 2 2 ( ), S = (2.12) T f kde () S je kumulaívna reziduálna funkcia S( ) = = uˆ 1 r založená na rezíduách z regresie r (9) u ˆ = x d δ a je odhad reziduálneho spekra nulovej frekvencie. r f Obidva spomínané esy majú problémy s použiím na krákych časových radoch a s nízkou silou esu. Pri prakickom posudzovaní jednokovosi koreňa je preo vhodné použiť obidve alernaívy, prihliadať na ich nedosaky a konfronovať ich výsledky so správnym očakávaním na základe ekonomickej eórie. 2.4 Koinegrácia a ECM modely Pri modelovaní ekonomických časových radov je dobré rozlišovať medzi krákodobými a dlhodobými vzťahmi. Zaujíma nás, či nejaká zmena alebo šok bude mať rvalé následky alebo sa ich účinok po isej dobe vyraí. Ak je vplyv šoku permanenný a posupujúcim časom nemizne, ak vývoj premenných má charaker náhodnej prechádzky. Problemaika dlhodobých vzťahov medzi časovými radmi úzko súvisí s pojmom ekvilibrium (rovnovážny sav), koré môžeme chápať ako sav, do korého má sysém endenciu sále sa vracať. Preože je sysém vysavený neusálym šokom, v skuočnosi nikdy nie je v ekvilibriu. 13

Napriek omu sysém môže byť v dlhodobom rovnovážnom save, o je sav, korý v čase konverguje k rovnováhe. Pri samonej konšrukcii časových modelov je logické predpokladať, že vývoj ekonomických časových radov sa opiera o eoreicky zdôvodnené ekonomické vzťahy, a že v dlhodobom časovom horizone sa skuočný vývoj a eoreický predpoklad nerozchádzajú. Premenné sa vplyvom šokov môžu krákodobo odchýliť od rovnováhy po určiú hranicu, ale v dlhodobom horizone sa do nej vracajú. Šaisické vyjadrenie oho savu sa nazýva koinegrácia.tesy koinegrácie slúžia na odhadnuie, či medzi danými premennými exisuje koinegračná rovnica. Procesy (časové rady) a označujeme ( p, b) ( 1, 2 K n x = x x,, x ) y = (y 1, y 2,..., y d ) sú koinegrované rádu p, b x ~ CI y ~ CI(p,b), ak: 1. Všeky zložky vekora x sú inegrované rádu p > 2. exisuje vekor β aký, že lineárna kombinácia βx je inegrovaná rádu p- b, kde b > Vekor β nazývame aj koinegračný vekor. V prípade, že p = b, je akáo lineárna kombinácia sacionárna, nazýva sa koinegračná rovnica (coinegraing equaion) a môže sa inerpreovať ako dlhodobý rovnovážny vzťah medzi jednolivými premennými. To znamená, že ak sú niekoré premenné koinegrované, ak exisuje medzi nimi dlhodobá rovnováha, od korého sa vychylujú len v krákodobom horizone, poom sa ale vráia. Príkladom akýcho koinegrovaných premenných je cenová hladina v rôznych krajinách a výmenný kurz medzi peňažnými jednokami ýcho krajín- áo rovnováha sa nazýva purchasing power pariy. Formulácia ECM(error correcion model) pozosáva z dvoch krokov. V prvom esujeme, či sú dané rady(nesacionárne) koinegrované. Ak sú, v druhom kroku sa odhadne error correcion model. Zoberme vekorový auoregresný proces dĺžky p x = A1 x 1 +... + Ap x p + By + ε, (2.13) kde x je k- vekor nesacionárnych premenných, y je d-vekor deerminisických (exogénnych) premenných a ε je rezíduum. 14

Teno proces môžeme napísať v vare: p Δx = Πx p + 1 i i= 1 Γ Δx i + By + ε, (2.14) kde Π = p i=1 A i p I, Γ =. (2.15) i A j j= i+ 1 Podľa Grangerovej eórie reprezenácie, ak hodnosť maice je, ak neexisuje koinegrácia medzi premennými, ak je hodnosť r < k rôzny od nuly, ak exisujú maiceα, β T rozmeru k*r, každá s hodnosťou r, pre koré plaí = αβ a β T x je I(). R je poče koinegračných rovnosí (supeň koinegrácie). Sĺpce maice β sú vekory koinegrácie, prvky maice α sú zv. paramere úpravy v modely VEC (Vecor Error Correcion), ieo paramere vyjadrujú silu, korá núi proces vráiť sa k dlhodobej rovnováhe. Johansenova meóda odhaduje maicu z neopraveného procesu VAR a esuje, či odmieame rešrikcie implikované zníženou hodnosťou maice. Ak sa nachádzajú koinegrované vekory v neopravenom modely a rešrikcie sú jednoduchšie, ak ich môžeme implikovať bez oho, aby sa vlasné hodnoy odhadovanej maici výraznejšie zmenili. Ak sú rešrikcie komplexnejšie, ak implikovaním sa vlasné hodnoy upravenej maice budú výraznejšie líšiť od vlasných hodnô neupravenej maice. Tesovacia šaisika na overenie planosi ýcho rešrikcií má var T p i= r+ 1 * 2 [ln(1 λ ) ln(1 λ )] ~ ℵ ( k r), (2.16) i i kde * λ i sú vlasné hodnoy upravenej maice, λ i sú vlasné hodnoy neupraveného modelu, r je poče nenulových vlasných hodnô neupravenej maice, k je poče premenných v syséme. Ak sú rešrikcie podporené dáami (eda ak sú správne), vlasné hodnoy sa nebudú výrazne líšiť pred a po zavedením ýcho rešrikcií. 15

Exisujú dve Johansenove šaisiky, v oboch prípadoch sa vlasné hodnoy zoradia od najväčšej až po najmenšiu ( λ > λ > K > ) 1 2 λ g. Šaisika maximálnej vlasnej hodnoy je založená na preskúmaní každej vlasnej hodnoy, kým zv. race šaisika je založená na preskúmaní g r najväčších vlasných hodnô. Ak esovacia šaisika je väčšia ako kriická hodnoa, ak zamieame nulovú hypoézu, že je r koinegrovaných vekorov oproi alernaívnej hypoéze, že je r + 1 koinegrovaných vekorov( šaisika maximálnej vlasnej hodnoy), resp. že exisuje viac ako r koinegrovaných vekorov (race šaisika). Príklad: Nulová hypoéza pre oba esy: race alernaíva max. alernaíva H : r H : < r g = H : r 1 H : 1 < r g = H : r 2 H : 2 < r g = 1 H1 : r = 1 1 H1 : r = 2 1 H1 : r = 3 K K K H : r = p 1 H : r = g 1 H 1 : r = g Trace es začína s preskúmaním všekých vlasných hodnô na oesovanie H : r =. Ak úo hypoézu nezamieame, o znamená, že medzi našimi radmi neexisuje koinegrácia. Ak hypoézu zamieame, najväčšiu vlasnú hodnou vynecháme a s použiím osaných vlasných hodnô esujeme H : r = 1a ako pokračujeme, kým niekorú z hypoéz nezamieame. Trace šaisika s nulovou hypoézou r koinegračných rovnosí má var: u k LR ( r k) = T ln(1 λ ), (2.17) i= r+ 1 i kde λ i je i- a najväčšia vlasná hodnoa maice. Tes maximálnej vlasnej hodnoy nasleduje podobnú schému s rovnakou nulovou hypoézou. Rozdiel je v om, že pri omo ese sa pracuje naraz len s jednou vlasnou hodnoou. Pre hypoézu H : r = sa používa najväčšia vlasná hodnoa. Ak zamieame hypoézu oproi hypoéze H al : r = 1, ak v nasledujúcom kroku esujeme hypoézu H : r 1 = 16

s druhou najväčšou vlasnou hodnoou, aď. Táo šaisika s nulovou hypoézou r koinegračných rovnosí má var: LR r r 1) = T ln(1 λ ) (2.18) max ( + r+ 1 pre r =,1,2, K, k 1. Pred esovaním sa reba rozhodnúť, aký rend môžu mať esované dáa. Eviews ponúka na výber 5 možnosí, koré špecifikujú rendovosť použiých dá. Trendovosť môžeme určiť pre dáa vo vnúri modelu,.j. pre dáa, medzi korými je koinegračná relácia a pre dáa mimo modelu,.j. pre nekoinegrované dáa. Pri neisoe rendovosi dá môžeme vybrať zhrnuie všekých možnosí. Pri omo výbere sa esy na koinegráciu spravia pre všeky možnosi, preo môžeme pozorovať aké cilivé sú výsledky esu na jednolivé výbery modelov. Eviews ponúka nasledujúcich 5 možnosí na výber deerminisického rendu: 1. Dáa y nemajú deerminisický rend a koinegračné rovnosi nemajú zlomy (inerceps) H T 2 ( r) : Πx 1 + By = αβ x 1 (2.19) 2. Dáa y nemajú deerminisický rend a koinegračné rovnosi majú zlomy (inerceps) * T H r) : Πx + By = α ( β x + ) (2.2) 1 ( 1 1 ρ 3. Dáa y majú lineárny rend a koinegračné rovnosi majú len zlomy H ( α ϑ (2.21) T 1 r) : Πx 1 + By = α ( β x 1 + ρ ) + 4. Dáa y a koinegračné rovnosi majú lineárny rend H * ( r) : Πx α β ρ ρ α ϑ T 1 + By = ( x 1 + + 1) + (2.22) 5. Dáa y majú kvadraický rend a koinegračné rovnosi majú lineárny rend H T ( r) : Πx 1 + By = α ( β x 1 + ρ + ρ1) + α ( ϑ + ϑ1) (2.23) 17

Takiež môžeme špecifikovať oneskorenia (lagy) v modely VAR ako dvojicu inervalov, ieo oneskorenia sa vzťahujú na prvé diferencie premenných a nie na samoný proces. Napr. keď lagy zadáme vo forme 1 2, ak esujeme regresiu exogénne premenné. Δ x na Δ, 1 Δx 2 x a na zadané Výsup esovania v EViews- e sa skladá z dvoch časí, v prvom výsupe sú výsledky race šaisiky a v druhom výsledky šaisiky maximálnej vlasnej hodnoy. Vo výsupe sú aj odhadnué hodnoy α a β, kde prvý riadok maice β je prvý koinegračný vekor, druhý riadok je druhý koinegračný vekor, aď. Pred odhadovaním α a β môžeme zadať aj vlasné rešrikcie. 2.5 VEC modely Vecor error corecion (VEC) modely sú vekorové auoregresné procesy s rešrikciami, koré slúžia na prácu s koinegrovanými nesacionárnymi časovými radmi. Model VEC má v sebe už zabudované koinegračné relácie, koré núia procesy konvergovať v dlohodobom horizone k svojej rovnováhe. Najjednoduchší prípad je model s dvomi premennými, medzi korými exisuje jedna koinegračná rovnica: a model VEC má var x 2, βx1, = (2.24) Δ ( x2, 1 βx1, 1 ) 1 x 1, = α 1 + ε, (2.25) Δ ( x2, 1 βx1, 1 ) 2 x 2, = α 2 + ε, (2.26) V dlhodobom horizone je eno model nulový, ak sa premenné vychýlia od ejo rovnováhy, každá premenná núi sysém vráiť sa do rovnováhy. Koeficieny konvergencie i- ej premennej k ejo rovnováhe. α i znázorňujú rýchlosť 18

Alernaívou k VEC a EC modelom je odhad dlhodobého vzťahu pomocou VAR modelu prípadne konšrukciou forwardových kriviek. V našej práci budeme využívať iba prvé dva spomínané prísupy, preo sa ejo obsiahlej éme nebudeme viac venovať. 2.6 Tesy rešrikcie Pri zosavovaní maemaického modelu môžeme použiť rešrikcie na odhadované koeficieny podľa ekonomickej eórie. Na overenie správnosi použiých rešrikcií slúžia rôzne esy. Jeden z ýcho esov je Waldov es. Nech odhadujeme všeobecný nelineárny regresný model y = f ( β ) + ε, (2.27) kde y a ε sú n-rozmerné vekory a β je k-rozmerný vekor odhadovaných koeficienov. Pre ľubovoľnú rešrikciu budeme esovať nulovú hypoézu H : g( β ), (2.28) = k kde g : R q R je funkcia predsavujúca q rešrikcií na paramere β. Waldova šaisika má var: T g( β ) ^ g( β ) W = g( β ) V ( b) g( β ) T β = b, β β (2.29) kde b je vekor odhadnuých paramerov bez rešrikcie a paramerov b. Pri šandardnej regresii je maica počíaná ako ^ V je odhad kovariančnej maice 1 ^ 2 f ( β ) f ( β ) V ( b) = s T β = b β β, (2.3) kde 2 s je odhad variancie β. Ak nulovú hypoézu neodmieame, Waldov es má asympoické χ 2 ( q) rozdelenie, kde q je poče rešrikcií. V prípade lineárnej regresie odhadujeme model varu: y = Xβ + ε (2.31) 19

a pre lineárne rešrikcie esujeme nulovú hypoézu H : Rβ r, (2.32) = kde R je maica rozmeru q*k a r je vekor dĺžky q. Waldova šaisika nadobudne var W = T 2 T 1 T 1 ( Rb r) ( Rs X X ) R ) ( Rb r) (, (2.33) korá má v prípade, že neodmieame nulovú hypoézu, asympoické χ 2 ( q) rozdelenie. V prípade, že vekor rezíduí ε je biely šum, dosávame rozdelenie F-šaisiky: F T T W ( u' u' u u) / q = =, (2.34) T q ( u u) /( n k) kde u je vekor rezíduí v modeli bez rešrikcie a u je vekor rezíduí v modeli s rešrikciou. Ak použijeme rešrikcie vo VEC modely, na oesovanie správnosi môžeme použiť LR šaisiku. V omo prípade esujeme nulovú hypoézu: H : pridané rešrikcie nezvyšujú šaisickú významnosť modelu Výsup oho esu je vo forme vierohodnosného pomeru (LR likelihood raio), korý je vypočíaný ako: LR = ( l r l ), (2.35) 2 u kde l r označuje logarimus vierohodnosnej funkcie pôvodného modelu a l u označuje logarimus vierohodnosnej funkcie modelu zahŕňajúceho rešrikcie, pričom logarimus vierohodnosnej funkcie je počíaný ako: n l = 1+ log 2 ( 2π ) + log n ε T ε, (2.36) kde ε je vekor rezíduí v danom modeli. LR šaisika má asympoické s počom supňov voľnosi rovnej počom zadaných rešrikcií. 2 χ rozdelenie 2

3. Menový vývoj a vývoj úrokových sadzieb vkladov a úverov Menový vývoj na Slovensku v roku 1998 možno charakerizovať pokračujúcim negaívnym rendom z predchádzajúcich rokov (vysoký defici plaobnej bilancie i fiškálnej poliiky a sagnácia rasu reálneho HDP), aj preo bol menový program zameraní na návra ekonomiky do rovnovážneho savu a obnovení očakávaných dlhodobejších rasových endencií. NBS brala výšku úrokových sadzieb na vedomie ako daň za realizovanú formu menovej poliiky a ponechávala ju samovývoju. V okóbri rozhodla NBS o zrušení fixného nominálneho výmenného kurzu, na korom bola doposiaľ založená menová poliika a nahradila ho režimom plávajúceho výmenného kurzu. Celkový vývoj úrokových mier z korunových vkladov bol len v minimálnej miere ovplyvnený inflačným vývojom a skôr odrážal porebu zabezpečiť zdroje. Obchodné banky v snahe o získanie zdrojov prisúpili k zvýšeniu úrokových sadzieb. Výška úrokových sadzieb zo 7- dňových, 3- a 6-mesačných vkladov zaznamenala v priebehu roka najväčšie výkyvy v závislosi na vývoji medzibankového peňažného rhu. Najvyššie hodnoy dosiahli v sepembri a v okóbri od 17,5% do 22%. Pokračovalo aj zvyšovanie podielu krákodobých vkladov, čo bolo ovplyvnené relaívne vysokými úrokovými sadzbami. Pokles však zaznamenali neermínované vklady obyvaeľsva a podnikové vklady. Celková priemerná úroková miera z vkladov oscilovala okolo 1%. 25% 2% 15% 1% 5% % I-98 III-98 V-98 VII-98 IX-98 XI-98 rok vklady do 7 dní do 3 mesiacov do 6 mesiacov Graf 1: Vývoj úrokových sadzieb z vkladov Pre vývoj úverov bolo charakerisické, že napriek nízkemu rasu korunových vkladov došlo k ich nárasu v sekore obyvaeľsva o 6,1 mld. Sk. V časovej šrukúre došlo k zníženiu 21

podielu srednodobých úverov a k sagnácii krákodobých, zaiaľ čo podiel dlhodobých úverov sa zvýšil. Vývoj klienskych úrokových sadzieb bol ovplyvnený hlavne ekonomickým prosredím, rozpočovým deficiom a nedosakom úverových zdrojov. V priebehu roka došlo k výkyvom úrokových sadzieb na medzibankovom peňažnom rhu a následne s určiým oneskorením i k zmenám klienskych úrokových sadzieb. Úrokové sadzby boli ovplyvňované výraznými výkyvmi v objeme novoposkynuých úverov od 19,4 mld. do 59,5 mld. Sk mesačne, pričom značne kolísal objem krákodobých úverov do 1 mesiaca so sadzbami nad 2%. Vývoj úrokových mier z novoposkynuých úverov bol poznamenaný od januára do júla poklesom, v nasledujúcich roch mesiacoch výrazným rasom na úroveň 17% - 24%, vysriedaného opäovným poklesom a nárasom v decembri na 18,62%. Teno vývoj bol ovplyvnený meniacou sa likvidiou bankového sekora. Krákodobé úrokové sadzby z novoposkynuých úverov v značnej miere kopírovali zmeny sadzieb na medzibankovom peňažnom rhu. 23% 22% 22% 21% 21% 2% 2% 19% 19% 18% I.98 III.98 V.98 VII.98 IX.98 XI.98 rok ÚM z krákodobých úverov Graf 2: Úroková miera z krákodobých úverov Cieľom menovej poliiky v roku 1999 bolo udržanie sabiliy cien s priemerne nízkou mierou inflácie. Nepriaznivé raiingové hodnoenie Slovenska, koré malo mimo iného aj vplyv na znehodnoenie výmenného kurzu, urýchlilo rozhodnuie vlády SR o nunosi prijať reformácie na zmiernenie prejavov makroekonomickej nerovnováhy. Následne došlo k prvým krokom smerujúcim k rešrukuralizácii a ozdraveniu najväčších obchodných bánk. Poziívnym signálom pre sabilizáciu sadzieb a paralelne aj posilnenie kurzu bolo rozhodnuie o prizvaní Slovenska medzi krajiny rokujúce o vsupe do Európskej únie v druhej polovici roka. 22

Vzhľadom na prervávajúce relaívne vysoké úrokové sadzby z krákodobých ermínovaných vkladov sa podnikaelia aj obyvaeľsvo snažili minimalizovať zosaky neerminovaných vkladov, čo sa prejavovalo v priebehu celého roka klesajúcou endenciou. Takiež poklesli srednodobé a krákodobé úsporné vklady (vkladné knižky). Vývoj úrokových mier z korunových vkladov bol len v minimálnej miere ovplyvnený inflačným vývojom a skôr odrážal porebu zabezpečiť likvidné zdroje na medzibankovom peňažnom rhu. Celková priemerná úroková miera z vkladov sa pohybovala v rozpäí 1% - 11%. Nízka úroková sadzba z vkladov nad 5 rokov (4% - 4,5%) bola ovplyvnená osobinými vkladmi savebných sporieľní, koré predsavovali až 92,6% z celkových dlhodobých vkladov. Vývoj úverov bol v priebehu roka nerovnomerný a odrážal celkové problémy vonkajšej a vnúornej nerovnováhy hospodársva, likvidiy obchodných bánk a siuácie na medzibankovom peňažnom rhu. Napriek nízkemu rasu korunových úverov došlo k ich nárasu v sekore obyvaeľsva o 9,4 mld. Sk, najmä z dôvodu rozvoja úverových akiví savebných sporieľní. V časovej šrukúre došlo k zníženiu podielu krákodobých a dlhodobých úverov a zvýšeniu podielu srednodobých úverov, a o v dôsledku rešrukuralizácie roch najväčších bánk. Klienske úverové sadzby boli ovplyvňované značnými výkyvmi v objeme novoposkynuých úverov, pričom značne kolísal objem veľmi krákych úverov do 1 mesiaca so sadzbami pohybujúcimi sa okolo 2%. Celkový vývoj úrokových mier z novoposkynuých úverov bol charakerizovaný relaívnou sabiliou s dočasným miernym poklesom v marci a v apríli a výrazným poklesom úrokových mier v druhom polroku, keď sa úrokové miery pohybovali na úrovni 15% až 17%. Teno vývoj bol ovplyvnený meniacou sa likvidiou bankového sekora a v prvom polroku najmä poklesom kurzu koruny. Priemerná úroková sadzba z krákodobých a srednodobých úverov sa znížila. Z dlhodobých úverov sa úroková miera zvýšila, pričom ieo sadzby boli sále ovplyvňované úvermi z minulosi za pevné a nízke úrokové sadzby. Krákodobé úrokové sadzby z novoposkynuých úverov v značnej miere kopírovali zmeny sadzieb na medzibankovom peňažnom rhu. V roku 2 bola menová poliika realizovaná v prosredí makroekonomickej sabilizácie. V porovnaní s predchádzajúcim rokom došlo k ďalšiemu zlepšeniu vo vývoji bežného úču plaobnej bilancie, k zníženiu podielu fiškálneho deficiu na HDP, k zníženiu dynamiky vývoja cien a k zrýchleniu empa ekonomického rasu. Hlavná zmena spočívala v riadení prosrednícvom úrokových mier. Od 1. februára začala NBS sanovovať kľúčové 23

sadzby pre jednodňové refinančné a serilizačné operácie. Prosrednícvom ýcho obchodov môžu banky individuálne dorovnávať svoju likvidnú pozíciu. Realizácia menovej poliiky bola poznamenaná pokračujúcim prebykom likvidiy v bankovom sekore a sagnujúcim charakerom jej vývoja. Ras nadbyku zdrojov bol začiakom roka ovplyvnený navýšením základného imania bánk v rámci ich rešrukuralizácie, čo malo vplyv aj na pokles úrokových sadzieb a výnosová krivka nadobudla inverzný charaker. Vývoj medzibankových obchodov, korý sa presunul do dlhších dôb splanosí, sa začiakom júna prejavil rozšírením koácií sadzieb o 9 a 12 mesačnú sadzbu BRIBORu a doplnil ak komplenú výnosovú krivku peňažného rhu sa šandardnými dĺžkami splanosí. Neermínované vklady sa v priebehu roka zvýšili, pričom ich medziročné empo rasu dosiahlo 24,7%. Teno vývoj bol ovplyvnený znižujúcim sa úrokový diferenciál medzi ermínovanými a neermínovanými vkladmi. Prejavilo sa o hlavne pri neermínovaných vkladoch obyvaeľsva, koré začiakom roka prejavovali zápornú dynamiku rasu, avšak po znížení rozdielu medzi úrokovými sadzbami z neermínovaných a ermínovaných vkladov dochádza k jej značnému rasu. Podiel krákodobých vkladov obyvaeľsva na ermínovaných vkladoch sa v porovnaní s predchádzajúcim rokom mierne zvýšil. Došlo však k zníženiu empa rasu korunových vkladov obyvaeľsva, čo bolo odrazom nízkej kúpyschopnosi obyvaeľsva, nižšieho prírasku nominálnych miezd a vysokej miery nezamesnanosi. Výrazný náras vkladu podnikov v cudzej mene bol ovplyvnený prílevom zahraničných zdrojov v súvislosi s privaizáciou sraegických podnikov. Kvaliaívne riadenie menovej poliiky vo forme sanovenia kľúčových úrokových sadzieb NBS sa pri súčasnom prebyku likvidiy bankového sekora prejavilo v posupnom poklese úrokových mier z klienskych úverov a vkladov v obchodných bankách. Vývoj úrokových mier z korunových vkladov mal klesajúcu endenciu, korá v porovnaní s úrokovými mierami z úverov senziívnejšie reagovala na zmeny kľúčových sadzieb NBS. Zníženie priemerných úrokových mier ermínovaných vkladov najviac ovplyvnila zmena úrokových sadzieb krákodobých vkladov. Reálne úroková miera, meraná ako rozdiel priemernej ročnej úrokovej miery z krákodobých vkladov a priemernej ročnej inflácie, dosiahla v roku 2 negaívnu hodnou 3,1%. Celkový sav korunových úverov dosiahol ku koncu roka 351,8 mld. Sk. V časovej šrukúre došlo k zvýšeniu podielu krákodobých a srednodobých úverov a k zníženiu podielu dlhodobých úverov. Do podnikaeľských subjekov smerovalo 95% z celkového objemu čerpaných úverov. Išlo prevažne o krákodobé úvery. Obyvaeľsvo sa na celom objeme podieľalo 3,9%. Priemerné úrokové sadzby z čerpaných úverov mali od apríla klesajúcu endenciu, korá s určiým časovým odsupom kopírovala znižovanie kľúčových úrokových 24

sadzieb NBS. Na vývoj úrokových sadzieb mali vplyv presuny úverov v rámci rešrukuralizácie bankového sekora do Slovenskej konsolidačnej, a.s.. Tieo presuny sa uskuočnili v decembri 1999 a v júni roku 2. Cena novoposkynuých úverov sa znížila na 1,78%, pričom priemerná úroková miera v decembri 1999 nezohľadňuje presunué úvery v rámci rešrukuralizácie úverového porfólia bánk. K poklesu priemerných úrokových mier z novoposkynuých úverov prispelo iež ukončenie činnosi niekorých bánk. Priemerná úroková miera zo savu úverov sa znížila na 1,5%. Rok 21 je charakerisický klesajúcou mierou inflácie, prervávajúcim hospodárskym rasom a zmenou vývoja zahraničnoobchodnej bilancie. Siuácia na devízovom aj peňažnom rhu bola počas celého roka sabilizujúcim prvkom ekonomického vývoja. Priaznivý vývoj inflácie a najmä očakávaní jej ďalšieho spomaľovania boli zo srany NBS podneom pre rozhodnuie znížiť kľúčové úrokové sadzby. Menový vývoj bol ovplyvnený iež rešrukuralizáciou vybraných bánk, vyplácaním dlhopisov Fondu národného majeku, ukončením činnosi Devín banky, a.s. a pokračujúcou privaizáciou šáneho majeku. V omo roku došlo k pomerne vysokému nárasu korunových vkladov (ermínovaných aj neermínovaných). K omuo vývoju prispieval najmä relaívne nízky úrokový diferenciál medzi sadzbami ermínovaných a neermínovaných vkladov. Prerváva endencia preferencie držby vysoko likvidných zdrojov najmä pri vkladoch podnikaeľských subjekov Aj obyvaeľsvo uprednosňuje krákodobé vklady a vklady bez časovej viazanosi. Vývoj úrokových mier z korunových vkladov bol charakerizovaný sagnáciou, prípadne mierne klesajúcou endenciou, korá bola v značnej miere deerminovaná úrovňou kľúčových sadzieb NBS, pričom sa ich úroveň prispôsobovala jednodňovej serilizačnej sadzbe. Reálna úroková sadzba z vkladov vzrásla v dôsledku zníženia medziročnej miery inflácie (z 8,4% na 6,5%). V časovej šrukúre korunových úverov došlo k poklesu podielu krákodobých úverov. Podiel srednodobých a dlhodobých úverov vzrásol. Riadenie menovej poliiky prosrednícvom kľúčových sadzieb NBS deerminovalo v rozhodujúcej miere vývoj klienskych úrokových mier, koré sa prispôsobovali ich úrovni a zmenám. Klienske úrokové sadzby boli ak charakerizované mierne klesajúcou endenciou. Cena novoposkynuých úverov sa medziročne znížila. Priemerná úroková sadzba zo sporebných úverov poskyovaných obyvaeľsvu sa medziročne zvýšila o 1,1 percenuálneho bodu a dosiahla 11,5%. Priemerná úroková miera zo savu úverov sa znížila o,27 bodu na 9,78%. 25

Rok 22, podobne ako rok predchádzajúci, je charakerisický klesajúcou mierou inflácie, prervávajúcim hospodárskym rasom a priaznivejším vývojom zahraničnoobchodnej bilancie. Národná banka pokračovala s kvaliaívnym spôsobom výkonu menovej poliiky. V priebehu roka Banková rada NBS rikrá prikročila k úprave kľúčových úrokových sadzieb. Týmo krokom reagovala NBS na prehlbovanie vonkajšej ekonomickej nerovnováhy. Obchodné banky na eno krok odpovedali zodpovedajúcim zvýšením úrokových sadzieb na medzibankovom rhu a s jednomesačným oneskorením ho premieli do klienskych úrokových sadzieb. V omo roku sa spomalil ras ermínovaných a neermínovaných vkladov. Naďalej prervávala endencia držby krákodobých alebo neermínovaných vkladov. Úrokový diferenciál medzi ermínovanými a neermínovanými vkladmi sa znížil na 2,5%. U obyvaeľsva nasala výrazná zmena v šrukúre krákodobých vkladov, pokles jednomesačných kompenzoval náras šesťmesačných vkladov. Aypický vývoj vkladov mohol súvisieť s rasúcim využívaním alernaívnych invesičných príležiosí ako podielových fondov. Priemerné úrokové sadzby z vkladov reagovali na zvýšenie kľúčových úrokových sadzieb v apríli úpravou cien krákodobých vkladov s jednomesačným odsupom, eše v máji zaznamenali pokles. Výraznejšie reagovali na zníženie sadzieb v novembri, koré pokračovalo aj v decembri. Z novoposkynuých úverov čerpalo obyvaeľsvo 7% z celkového objemu poskynuých úverov. Úrokové sadzby boli deerminované úrovňou kľúčových sadzieb NBS. Zvýšenie kľúčových sadzieb o pol percenuálneho bodu v apríli malo vplyv na náras primárnych úrokových sadzieb z čerpaných úverov. V okóbri znížila NBS liminú sadzbu pre dvojýždňové REPO endre o,25% a v novembri všeky sadzby o 1,5%, čo výrazne ovplyvnilo úrokové sadzby. Priemerná úroková miera z čerpaných úverov sa znížila, v značnej miere bola ovplyvnená vývojom refinančnej sadzby. Najvýraznejšie reagovala sadzba z krákodobých novoposkynuých úverov, korá klesla. Keďže v novoposkynuých úveroch vorili krákodobé úvery 87,5% ovplyvnili aj pokles celkovej priemernej úrokovej sadzby. 26

9% 8% 7% 6% 5% 4% 3% 2% 1% % I-2 II-2 III-2 IV-2 V-2 VI-2 VII-2 VIII-2 IX-2 X-2 XI-2 XII-2 rok ÚM medzibankového rhu Liminá úroková sadzba pre dvojýždňové REPO endre ÚM z klienských vkladov Graf 2: Vývoj úrokových mier medzibankového rhu, kľúčových úrokových sadzieb NBS a klienskych úrokových mier z vkladov Menová poliika NBS bola v roku 23 realizovaná v prosredí charakerizovanom rasúcou mierou inflácie, priaznivým vývojom zahraničnoobchodnej bilancie, prervávajúcim hospodárskym rasom, znižujúcou sa mierou nezamesnanosi a zhodnocovaním sa výmenného kurzu slovenskej koruny voči euru, predovšekým v 2. polroku. Začiakom roka sa do rasu sadzieb BRIBOR od roch do dvanásich mesiacov preniesol vplyv z devízového rhu po opakovanom znížení kľúčových sadzieb maďarskou cenrálnou bankou, koré zachyili aj okolié krajiny. Zmena nasala po správe o výbere Slovenska pre výsavbu závodu PSA Peugeo Ciroen. Na sepembrové zníženie kľúčových sadzieb peňažný rh výraznejšie nereagoval vzhľadom na o, že pokles bol očakávaný a v akuálnych sadzbách už bol zohľadnený. Koncoročné zníženie však ovplyvnilo celú výnosovú krivku BRIBORu, korá poklesla. Tempo rasu korunových vkladov spolu sa zvýšilo z 3,7% na 8,%. Na ich zvýšení sa podieľali podnikové vklady, kým vklady obyvaeľsva poklesli. Vývoj korunových vkladov obyvaeľsva odráža zmenu preferencií súvisiacu s ponukami bankových produkov, obyvaeľsvo efekívnejšie umiesňuje finančné prosriedky. Rasie hlavne využívanie podielových fondov, keď v roku 23 čisá hodnoa akív alokovaných na podielových fondoch pôsobiacich na finančnom rhu medziročne vzrásla o 22,2 mld. Sk. Najviac prosriedkov bolo invesovaných do ovorených podielových fondov denominovaných v slovenských korunách. Klesajúci úrokový diferenciál pôsobil na zníženie arakiviy ermínovaných vkladov v porovnaní s vkladmi bez časovej viazanosi. Priemerná úroková miera z vkladov si udržiavala akmer konšannú diferenciu v porovnaní so serilizačnou sadzbou. Úroková sadzba z ermínovaných a neermínovaných vkladov zaznamenala pokles. 27