韓国無担保コールレート翌日物

これは変換を加えずそのまま記録した原系列のコールレートであり、金融機関間の短期金融市場において無担保で取引される翌日物借入に適用される取引量加重平均金利である。

コールレートは期間構造の最短満期に位置しており、長期金利が将来の短期金利期待と流動性プレミアムを加えて形成される起点となる（Hicks 1939）。その呼値はキャッシュフローの時点と結び付いた満期利回りの慣行に従うが、翌日物の時間軸ではその時点が一日に収束する（Macaulay 1938）。測定対象は担保なしで交換される準備預金の価格であるため、コールレートはレポ市場の担保付翌日物指標と区別される（Duffie 1996）。

この日次の無担保翌日物金利は準備預金の積立期間内で決定され、決済データの取引単位で測定される（Hamilton 1996; Furfine 1999）。水準そのものは常設ファシリティの回廊の内側で運営目標の近傍へ誘導され、その運営方式は国ごとに類型化される（Bartolini, Bertola, and Prati 2002; Bindseil 2004; Borio 1997）。

コールレートは推定された曲線上の節点ではなく観測された翌日物の基準点であり、利付債価格から復元しパラメータ化した当てはめゼロクーポン曲線と区別される（McCulloch 1971; Nelson and Siegel 1987）。

KRED はいかなる変換も加えず記録されたまま金利を保存しており、翌日物の銀行間金利が存在するに至る測定基盤のみを記述する。再スケーリング・デフレート・平滑化・年率化のいずれも適用しない。

この数値は個別の無担保翌日物借入金利の取引量加重平均であり、決済データから取引単位で銀行間貸借を識別する構成方式に従う（Furfine 1999）。この金利は準備預金市場の日次清算に基礎付けられる（Hamilton 1996）。短期金融市場金利は翌日物の元本に対する単純年率利回りとして呼値され、満期利回りの慣行に従っており、一日の期間ではデュレーション写像は退化する（Macaulay 1938）。

翌日物金利は期間構造推定の前方の基準点を成すが、KRED はこれをここで再推定しない。その曲線は利付債価格から割引関数として復元されるか、指数スプラインで当てはめられる（McCulloch 1971, 1975; Vasicek and Fong 1982）。さらに簡潔なパラメータ化とその拡張で表現され、日次で構成され、推定方法が比較されてきた（Nelson and Siegel 1987; Svensson 1994; Gürkaynak, Sack, and Wright 2007; Bliss 1997）。

水準そのものは金利を目標近傍に保つ回廊と公開市場操作を通じて設定される（Bindseil 2004; Borio 1997）。

コールレートは金融政策が実体経済へ波及する運営目標であり、運営枠組みの中心に置かれる（Bindseil 2004; Borio 1997）。公開市場操作と常設ファシリティがこの金利を政策的に決定された水準の近傍に保つ。目標近傍の日次変動はそれを画する回廊としてモデル化され（Bartolini, Bertola, and Prati 2002）、準備預金供給は積立期間内で翌日物金利を動かす流動性効果を生む（Hamilton 1996）。

コールレートは分散した銀行間貸借の意思決定を集計するため、銀行の資金調達環境の指標となる（Furfine 1999）。

翌日物金利は曲線の最短点であるため、その期待経路が期待成分と流動性プレミアム成分を通じて長期金利を駆動する（Hicks 1939）。無担保で交換されるコールレートと担保付の対応物の格差は、そこに内在する担保プレミアムを露わにする（Duffie 1996）。

当てはめ曲線に対するコールレートの水準は、前方区間が差し迫った政策変更を価格に織り込んでいるかを示す（McCulloch 1971; Nelson and Siegel 1987; Svensson 1994）。その比較が依拠する利回り概念は満期利回りの慣行から生じる（Macaulay 1938）。

コールレートは短期の資金調達やレポ、翌日物連動ポジションを価格付ける変動参照金利である。コール・レポ・スプレッドは担保付の対応物と対を成し、担保価値と取引相手リスクを測定する（Duffie 1996）。

トレーディングデスクはこの金利を銀行流動性の当日シグナルとして読む（Furfine 1999; Hamilton 1996）。目標・回廊の機構はこの金利が日中どこまで乖離し得るかを画する（Bartolini, Bertola, and Prati 2002）。

コールレートを将来にわたって複利計算した値は、評価の無リスク基準を成す。あらゆるキャッシュフローの割引は、曲線の前方節点である翌日物金利から出発する。その曲線は利付債価格から復元されて当てはめられ、日次で構成される（McCulloch 1971, 1975; Vasicek and Fong 1982; Nelson and Siegel 1987; Svensson 1994; Gürkaynak, Sack, and Wright 2007）。

この短期金利に繋留された期間構造全体の上に、デュレーションと免疫化が構築される（Fisher and Weil 1971）。その土台となるデュレーション概念は、利回りを実現保有期間収益と結び付ける（Macaulay 1938）。

1996-01-03から2026-06-09までの7685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、単位根の検定群は翌日物コールレートの和分次数について一致しない。Dickey and Fuller (1979)の拡張ディッキー・フラー検定は、Said and Dickey (1984)のラグ拡張形とNg and Perron (2001)のラグ選択のもとでp = 0.0257で単位根を棄却する一方、ノンパラメトリックなPhillips and Perron (1988)検定はp = 0.0707で棄却せず、KPSS検定 (Kwiatkowski et al. 1992)はトレンド定常性をp < 0.01で棄却するため、相反する帰無の対は解消されず、明確な和分次数は付与しない。GLSトレンド除去による上位化 (Elliott, Rothenberg, and Stock 1996)はこの曖昧な結果に対して実施され、p = 0.060で単位根を棄却しないが、当ハウス・プロトコルではこれは拡張ディッキー・フラーの脚を確認するのみで不一致を覆さないため、判読は曖昧なままである。

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、これは和分した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、差分した系列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。Ljung and Box (1978)のポートマントー統計量はBox and Pierce (1970)の原型を精緻化したものであり、1階差分に対して計算されてラグ10と20で白色雑音の帰無仮説を棄却し、Q = 180.01とQ = 615.15、p = 0.000とp = 0.000であり、Escanciano and Lobato (2009)の自動ポートマントー検定も統計量0.99、p = 0.319でさらなる依存を検出しない。

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)。