韓国新規取扱額基準貯蓄性預金金利

KRDEPRATEは変換を加えずに記録した原系列であり、当該月に新たに取り扱われた貯蓄性預金に適用された平均金利を年率パーセントで表したものである。この数値は、いま手放す消費と将来受け取る所得とを一致させる価格としての金利であり、すでに預け入れられている残高ではなく、その月に新たに結ばれた預金契約について測定される（Fisher 1930）。

新規取扱額基準の算定は、その月に成立した契約の金利を各契約の取扱額シェアに比例して平均するため、この値は新規預入額による加重平均である（Barnett 1980; Diewert 1976）。

金利が付される預金は、金融勘定において預金取扱機関の負債であり家計と企業が保有する金融資産である。このポジションは資金循環の枠組みと部門別収支体系のなかで定義され（Copeland 1949; Copeland 1952）、所得・資本勘定と統合された社会勘定および部門別貸借対照表として具体化され（Stone 1966; Goldsmith, Lipsey, and Mendelson 1963）、実務向けの編成として定式化された（Dawson 1996）。

貯蓄性預金は満期と引出制約をもつ預金の区分であり、流動性サービスが小さい代わりに高い金利を支払う。こうした利付金融量を使用者費用によって結合する論理は確立されており（Barnett 1980）、預金を調達源とする銀行信用の規模は長期系列で編成され整合化されてきた（Schularick and Taylor 2012; Jordà, Schularick, and Taylor 2017）。

この金利が形成される準拠は政策運営の目標とされる短期金利であり、その目標と待機性貸出・預金のコリドーの理論は整えられている（Bindseil 2004; Borio 1997）。KREDはこの数値を記録されたまま保存する。

KREDはKRDEPRATEを再スケーリング・実質化・季節調整・平滑化のいずれによっても変換せず、すでに年率で表示された金利を再び年率化することもなく、ただそのような数値が存在するに至る測定の基礎のみを記述する。

基礎となる資料は契約ごとの約定金利であり、預入元本と約定利息を等価にする実効金利として算定されたうえで集計される（Fisher 1930）。集計は各契約の金利をその月の取扱額で加重した加重平均であり、これは利付金融量を使用者費用で結合する指数の論理と正確・優越指数理論に依拠する（Barnett 1980; Diewert 1976）。

測定基準が新規取扱額であることが、本系列と残高基準の金利とを分かつ。残高基準の金利は帳簿に残るすべての契約をその残高で加重するため緩やかに再価格化されるのに対し、新規取扱額基準の金利はその月に新たに成立した契約のみを収めるため環境の変化を直ちに反映するのであり、二つの基準は契約構成とヴィンテージが異なるため水準をそのまま比較して読むべきではない。これは対外会計がポジションと取引を区別することと同一のストック・フロー区別である（Lane and Milesi-Ferretti 2001）。

加重を与える取扱額と、その預金が記録される場所は、資金循環会計と完全な部門別構成において画定され（Copeland 1949; Copeland 1952）、統合社会勘定と国民貸借対照表および編成慣行を通じて調整される（Stone 1966; Goldsmith, Lipsey, and Mendelson 1963; Dawson 1996）。

預金が調達する信用の範囲は、長期にわたり測定された銀行信用総量に従う（Schularick and Taylor 2012; Jordà, Schularick, and Taylor 2017）。いかなるフィルタリングも行わないため、記録された月次の数値は新規取扱額加重の金利そのものである。

新規取扱額基準の貯蓄性預金金利は、その月に消費を先送りする対価として実際に提示された価格であるため、異時点間の配分がいま決定される地点の金利である（Fisher 1930; Obstfeld and Rogoff 1995）。

残高ではなく新規契約を価格付けするため、本系列は短期市場金利と政策の基準金利の変化が預金の価格へ波及する過程を比較的早く映し出す。その準拠となる短期金利の運営目標とコリドーの機構、そして翌日物無担保金利が目標のまわりで決定される仕方は整えられている（Bindseil 2004; Borio 1997; Bartolini, Bertola, and Prati 2002; Hamilton 1996）。

預金は流動性サービスと利息を併せて与える金融資産であるため、その金利は貨幣性資産の使用者費用を決め、通貨総量の加重に直接関与する（Barnett 1980; Diewert 1976）。

この金利が付される預金が記録される場所は部門別会計が定めており（Copeland 1949; Copeland 1952; Stone 1966; Goldsmith, Lipsey, and Mendelson 1963; Dawson 1996）、預金で調達された銀行信用の伸びがマクロ経済と危機リスクを形づくることは長期資料によって確立されている（Schularick and Taylor 2012; Jordà, Schularick, and Taylor 2017）。

国内の貯蓄と投資の差が対外ポジションへつながるため、貯蓄への報酬を定めるこの金利はその恒等式の一つの結節点をなす（Obstfeld and Rogoff 1995; Obstfeld 2012）。

資金を調達する側から見れば、新規取扱額基準の預金金利は新たに確保する資金の限界費用であるため、新規貸出金利とともに純金利マージンの入口を定める（Fisher 1930）。

預金者の側から見れば無リスクに近い短期の貯蓄に提示された利回りであるため、有担保調達金利や翌日物無担保金利との差が、預金と市場性商品のあいだの資金移動を左右する。有担保金利が一般の無リスク金利より低く形成される機構と、翌日物無担保金利の決定および測定は文書化されている（Duffie 1996; Hamilton 1996; Furfine 1999）。

満期をもつ貯蓄性預金の金利は期間に対する報酬を含むため、長期金利を期待短期金利とプレミアムへ分解する視点から読まれる（Hicks 1939）。満期キャッシュフローの時間構造を一つの尺度に要約する装置も併せて用いられる（Macaulay 1938）。

この金利が新規取扱分にのみ適用されることは再価格化のラグを生み、そのラグは残高基準の金利との差として観測される。使用者費用加重と指数集計がその差を解釈する枠組みである（Barnett 1980; Diewert 1976）。

預金金利の水準と差は、預金調達に依存する信用拡張の環境を代理しており（Schularick and Taylor 2012; Jordà, Schularick, and Taylor 2017）、その調達と貸出が記録される場所は金融勘定が定める（Copeland 1952; Stone 1966; Dawson 1996）。

1996-01 から 2026-05 までの365個の月次観測値を定数とトレンドを置いて当てはめると、単位根の検定群は貯蓄性預金金利が1次和分系列であることで一致する。Said and Dickey (1984) のARMA整合的なラグ拡張を適用した Dickey and Fuller (1979) の拡張検定は p = 0.2436 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 = 0.5164 で同調し、定常性を帰無仮説とする KPSS 検定は統計量 0.402 によりトレンド定常の帰無仮説を p < 0.01 で棄却するため (Kwiatkowski et al. 1992)、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) と修正情報基準 (Ng and Perron 2001) 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により、BIC選択と15%の切り捨ておよび最大5個の分割のもとで計算すると、差分した系列の平均において選択される変化点はない。すなわち月次の金利変化の平均水準は標本全体で一つの局面として保たれ、Andrews (1993) が扱う種類のパラメータ不安定性はこの対象では確認されない。

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、ラグ12で Q = 239.893、ラグ24で Q = 250.546 を得て両段とも p = 0.000 で白色雑音の帰無仮説を棄却する。したがって金利変化は無相関ではなく強く持続しており、これは平均水準の安定性と両立する。

貯蓄性預金金利は低整数の季節成分が想定されない月次の金利水準であるため、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意味のある対象を持たず、意図的に実施しなかった (Beaulieu and Miron 1992; Ghysels and Osborn 2001)。