韓国社債無保証AA-3年利回り

KRCORPAAは無変換で記録した原系列の利回りであり、市場で観測された無保証AA-格3年満期ウォン社債の最終利回りを報告されたまま格納した値である。これは社債の信用期間構造上の3年満期に対応する一点である。

最終利回りは債券の残存クーポンと元本のキャッシュフローの現在価値を価格に等しくする一定の割引率であり、債券利回りとキャッシュフロー加重平均満期であるデュレーションを測定する伝統に従う（Macaulay 1938）。特定満期の利回り水準は、フォワードレート分解で定義されるより広い期間構造に照らして読まれる（Hicks 1939）。

3年点は、満期にわたり当てはめた平滑な格付曲線の一つの節点である。この曲線は、水準・傾き・曲率の母数形（Nelson and Siegel 1987）とその山型拡張（Svensson 1994）、あるいは割引関数スプライン法（McCulloch 1971; McCulloch 1975; Vasicek and Fong 1982）によって当てはめられる。

こうした満期別利回りがいかに定義されるかは、日次曲線構築手順と推定量比較が説明する（Gürkaynak, Sack, and Wright 2007; Bliss 1997）。記録された値はクーポン商品の利回りであるため、金利変動への感応度はデュレーション関係に従い（Fisher and Weil 1971）、その水準自体は担保付無リスク割引基準に照らして読まれる（Duffie 1996）。

KREDはKRCORPAAの日次最終利回りにいかなる変換も施さず、記録されたまま格納する。再尺度化・デフレート・平滑化・年率化のいずれも適用しないため、ここに関与する方法論は満期別社債利回りが存在するに至る測定基盤のみである。

債券の最終利回りは価格とキャッシュフローの恒等式を解く内部収益率であり、割引の枠組みとして定式化された（Macaulay 1938）。3年という固定満期に与えられた利回りはクーポン債価格から復元したゼロクーポンまたはパー期間構造の一つの節点であり、その構造のフォワードレート内容が特徴づけられている（Hicks 1939）。

その復元は、割引関数をスプラインで推定するか（McCulloch 1971; McCulloch 1975; Vasicek and Fong 1982）、簡素な母数曲線（Nelson and Siegel 1987）を第二の曲率項で拡張した形（Svensson 1994）でなされる。一つの満期点がいかに算出されるかは、日次オフザラン平滑手順と方法比較が規律する（Gürkaynak, Sack, and Wright 2007; Bliss 1997）。

利回りから債券価格感応度への写像はデュレーション尺度に従い（Fisher and Weil 1971）、その水準は担保調達金利のような無リスク割引基準に照らして解釈される（Duffie 1996）。

信用市場の価格としてAA-3年利回りは無リスク期間構造の上に位置する。この水準は、期待される将来短期金利の平均に期間および流動性プレミアムを加えた期間構造の情報内容に加え、当該格付に固有の信用リスクプレミアムを併せて担う（Hicks 1939）。

それが参照する無リスク基準そのものは、回廊メカニズムの金融政策操作目標に固定される（Bindseil 2004; Borio 1997）。この基準は、翌日物金利の周りで日々誘導される（Bartolini, Bertola, and Prati 2002; Hamilton 1996）。その基盤は、無担保翌日物インターバンク金利の微細構造（Furfine 1999）と担保付翌日物基準（Duffie 1996）にある。

したがって記録された利回りの動きは、政策が曲線を通じて伝達される過程を追跡する。満期別の形状が母数形とフォワードレート抽出によって要約されるため、3年水準は期待とプレミアムとして読まれる（Nelson and Siegel 1987; Svensson 1994）。債券利回り測定と操作曲線は、この水準を時間を通じて比較可能にする（Macaulay 1938; Gürkaynak, Sack, and Wright 2007）。

価格決定とリスク管理では、記録された3年利回りはAA-格のキャッシュフローに適用する割引率である。金利変動への一次感応度はデュレーションの概念と期間構造デュレーションで捉えられ、免疫化とヘッジの基礎となる（Macaulay 1938; Fisher and Weil 1971）。

相対価値デスクは、その水準を格付曲線に照らして読む。この格付曲線は、母数形とその拡張（Nelson and Siegel 1987; Svensson 1994）、あるいは割引関数スプライン（McCulloch 1971; McCulloch 1975; Vasicek and Fong 1982）によって当てはめられる。ある債券が割高に取引されるか割安に取引されるかを判定する公正価値の節点は、日次構築手順と推定量比較が定める（Gürkaynak, Sack, and Wright 2007; Bliss 1997）。

この利回りが担保付無リスク金利を上回るスプレッドは、ポートフォリオが得る信用および期間の対価である（Duffie 1996）。こうした曲線から分解したフォワードレートは、債券ポジショニングに用いるキャリーとロールダウンの尺度を支える（Hicks 1939）。

1995-01-03から2026-06-10までの7982個の日次観測値に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AA-格社債利回りが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 = 0.1523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 = 0.0694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 = 1141.34とQ = 1516.65、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7.34、p = 0.007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)。