韓国政策基準金利

KRBASE は、公表された政策基準金利を加工・フィルタリング・補間を行わずそのまま KRED へ移して記録した原系列である。この金利は、通貨当局が定例の金融政策会合で公表した後、次の決定時点まで一定に保つ管理型の運用目標金利である。

基準金利は、翌日物インターバンク金利がその周囲へ誘導される統制水準かつ運用目標であり、期間構造の最も短い端で長期利回りを積み上げる錨として機能する。こうした運用目標体系の作動原理は、各国に共通して整理されている（Bindseil 2004; Borio 1997）。

この目標金利は、常設ファシリティの回廊の中で日次の翌日物金利を固定する（Bartolini, Bertola, and Prati 2002）。政策金利が支配する無担保翌日物金利は、個別の取引単位で日次に形成され測定される（Hamilton 1996; Furfine 1999）。基準金利が狙う無担保翌日物市場は担保付資金調達市場と区別されており、この区別が基準金利は何であり何でないかを明確にする（Duffie 1996）。

期間構造の観点から見れば、基準金利は現在の短期金利であり、その予想経路にプレミアムを加えた値が長期利回りを決定する（Hicks 1939）。こうして決定される利回りは、これに続く測定の伝統の中で算出される（Macaulay 1938; McCulloch 1971; Nelson and Siegel 1987; Gürkaynak, Sack, and Wright 2007）。

この系列は日次の階段関数として記録され、決定日にのみ変化しそれ以外の日には平坦である。

KRED は KRBASE にいかなる変換も加えず、再スケーリング・デフレート・平滑化・年率化のいずれも行わない。したがってその方法論は、管理型政策金利が存在するに至る測定基盤に限られる。

この金利は市場清算価格ではなく、政策委員会が選び年率の百分比として公表する水準であり、これは運用目標の構成に当たる（Borio 1997; Bindseil 2004）。

この金利は、公開市場操作と常設ファシリティを通じて回廊の中で維持される（Bartolini, Bertola, and Prati 2002）。翌日物金利の日次のミクロ構造は、個別の取引単位で測定される（Hamilton 1996; Furfine 1999）。

政策金利が狙う無担保翌日物金利は担保付の現先金利と区別されており、この区別は原系列にそのまま保存される（Duffie 1996）。

この短期金利を測定されたイールドカーブの中に位置づけるため、同じ系列はゼロクーポン・フォワードレートの構成にも投入される。その曲線構成の方法は、ブートストラップに始まり、母数的当てはめ、指数スプライン、その拡張形、日次曲線構築、比較評価へと続く（Macaulay 1938; McCulloch 1971, 1975; Nelson and Siegel 1987; Vasicek and Fong 1982; Svensson 1994; Gürkaynak, Sack, and Wright 2007; Bliss 1997）。ここにデュレーション写像が、その水準をキャッシュフローのタイミングと結びつける（Fisher and Weil 1971）。これらの調整は KRBASE 自体には適用されず、KRBASE は記録された水準のまま保たれる。

基準金利は、通貨当局が政策スタンスを経済全体へ伝える金融政策の梃子である。この役割を与える運用目標の枠組みは、標準的な金融政策運営体系の中で定式化されている（Bindseil 2004; Borio 1997）。

回廊の中で金利を誘導することで、準備預金の翌日物コストが制御される（Bartolini, Bertola, and Prati 2002）。準備預金供給と政策金利はともに日次の翌日物金利を決定しており、この流動性効果は取引単位で追跡され測定される（Hamilton 1996; Furfine 1999）。

現在の基準金利とその予想経路は、期間構造全体を動かす（Hicks 1939）。したがって政策金利の経済的影響力は、翌日物市場を越えて、測定されたイールドカーブの全般にまで及ぶ（Macaulay 1938; Nelson and Siegel 1987; Svensson 1994; Gürkaynak, Sack, and Wright 2007）。

担保付資金調達金利との対比は、政策シグナルを担保市場の摩擦から切り離しており、これにより基準金利を金融政策スタンスの尺度として解釈することがより鮮明になる（Duffie 1996）。

基準金利はあらゆる割引曲線の短い端を固定するため、債券の価格付けと金利リスク管理に直接関わる。利回りをキャッシュフローのタイミングへ写像するデュレーション概念（Macaulay 1938）と、免疫化の基礎をなす期間構造デュレーション（Fisher and Weil 1971）がその通路である。

割引とヘッジに用いるゼロクーポン・フォワード曲線は、この短期金利を出発点として構築される（McCulloch 1971; Nelson and Siegel 1987; Vasicek and Fong 1982; Svensson 1994; Gürkaynak, Sack, and Wright 2007）。

資金調達の側では、政策金利が翌日物資金の下限を設定する。その日次形成と回廊の中での誘導は、よく記録されている（Hamilton 1996; Furfine 1999; Bartolini, Bertola, and Prati 2002）。担保付の現先金利は、変動金利商品とスワップが参照する担保付の対応物となる（Duffie 1996）。

したがって資金部門と資産負債管理部門は、KRBASE をキャリー、ロールオーバーコスト、割引係数を算出する基準とみなす。

2001-08-23から2026-06-08までの9055個の日次観測値を定数とトレンドを置いて当てはめると、単位根の検定群は基準金利が1次和分系列であることで一致する。Dickey and Fuller (1979)の拡張ディッキー・フラー検定は、Said and Dickey (1984)のARMA整合的なラグ拡張形とNg and Perron (2001)のラグ選択のもとでp = 0.8708で単位根を棄却せず、ノンパラメトリックなPhillips and Perron (1988)検定もp = 0.9156で同調し、KPSS定常性検定 (Kwiatkowski et al. 1992)はトレンド定常の帰無仮説をp < 0.01で棄却するため、判定は明白なI(1)である。GLSトレンド除去による検定力の上位化 (Elliott, Rothenberg, and Stock 1996)は、当ハウス・プロトコルでは判定が曖昧な場合にのみ留保的に用いられ、この明確な判定には要しない。

水準が和分過程であるため、平均シフトと系列相関の診断はこれらの手続きが要する定常な対象である1階差分に対して行うが、これはI(1)水準に変化点探索やポートマントーを適用すると偽って分割され、単位根に近い自己相関を読み取ってしまうためである (Bai and Perron 1998; Perron 1989)。Bai and Perron (1998)の多重構造変化の手続きをBai and Perron (2003)の動的計画アルゴリズムで計算すると、差分した金利の平均において変化点は見いだされず、これはAndrews (1993)のパラメータ不安定性の推論と整合する。基準金利は金融政策決定の間は一定に保たれるため、その1階差分は白色雑音に近い疎なジャンプ系列であり、Box and Pierce (1970)の原型を精緻化したLjung and Box (1978)のポートマントー統計量はこの差分においてラグ10でp = 1.000、ラグ20でQ = 18.39 (p = 0.561)となり白色雑音の帰無仮説を棄却できず、Escanciano and Lobato (2009)の自動ポートマントー検定も統計量0.34、p = 0.559で同調する。

本系列は日次であり低整数の季節周期を持たないため、Hylleberg et al. (1990)の季節単位根の装置とCanova and Hansen (1995)の季節定常性検定は適用されず、日次周期において季節の補助回帰が退化することを標準的な根拠として意図的に実施しなかった (Beaulieu and Miron 1992; Ghysels and Osborn 2001)。