韓国事前的実質政策金利

事前的（ex-ante）実質政策金利は韓国銀行の基準金利（7日物RP金利）から1年期待インフレ率を差し引いたもので、金利決定時点での政策金利の期待実質購買力を表す。フォワードルッキングな指標として、経済主体が消費・投資・貯蓄の意思決定を行う際に認識する実質的な金融政策スタンスを捉える。

概念的基盤はFisher (1930)方程式にある：

ここで$i$は名目政策金利、$\pi^e$は期待インフレ率である。基準金利は超短期金利であり有意なタームプレミアムが存在しないため、長期実質金利とは異なり、リスクプレミアム分離のためのアフィン期間構造分解を経ずにフィッシャー方程式を直接適用できる。

デフレーターとして1年期待インフレ率を選択したことには経済学的な根拠があり、韓国銀行の金融政策委員会がフォワードルッキングな政策体制の下で今後1〜2年の物価見通しを明示的なターゲットとしているためである。したがって事前的実質政策金利は現行の政策設定が中央銀行のインフレおよび産出目標と整合的かを評価する上で最も直接的に関連する変数である。

2種類のコアCPIデフレーターを算出する。デフォルト（表示）系列は食料品・エネルギーを除いたDBインデックスを用い、クリーブランド連邦準備銀行・ECB・OECDが採用する国際標準に準拠する。補助（非表示）系列は農産物・石油類を除いたQBインデックスを用い、韓国の伝統的なコア物価指標である。両系列は同一の政策金利を共有し、期待インフレ率の構成要素の点でのみ異なる。

事前的実質政策金利が高いほど金融政策スタンスは引き締め的であり、低いほど、あるいは負の値であるほど緩和的であることを意味する。

Fisher (1930)方程式により算出する。

ここで$i^{base}_t$は韓国銀行の基準金利（7日物RP金利）、$\pi^{short}_t$は1年期待インフレ率である。基準金利は超短期金利であり、タームプレミアムが存在しないため、ACM分解なしにフィッシャー方程式を直接適用する。

$\pi^{short}_t$（1年期待インフレ率）は各CPI測定値（DBコア、QBコア、ヘッドライン）について個別に推定し、推定は2段階で行う。

(1) トレンドインフレ率の抽出. 各バリアントが用いるCPI測定値の前年同月比、すなわちデフォルト系列ではDBコアCPI、非表示系列ではQBコアCPIまたはヘッドラインCPIから、Stock and Watson (2007)のUCSVモデルによりトレンドインフレ率を抽出する。トレンドは各月までのインフレ率データだけを用いる一方向の拡張ウィンドウ推定値であるが、ボラティリティの事前分布は全標本で定めた固定の較正値であるため、期待インフレ項はリアルタイム推定値ではなく準リアルタイムのモデル推定値である（Orphanides and van Norden 2002）。

観測・トレンド双方のイノベーションに確率的ボラティリティを適用し、Chan and Jeliazkov (2009)の精度ベースGibbsサンプラーでバーンイン2,000回・事後サンプル5,000回を抽出する。5つのブロック（トレンド状態、観測SV、トレンドSV、混合指示変数、イノベーション分散）を $O(T)$ 三重対角コレスキーで巡回サンプリングする。

(2) 短期期待の推定. UCSVトレンドと、すべてのバリアントに共通の家計サーベイである韓国銀行消費者動向調査をexpanding-window OLSで結合して短期期待を推定し、回帰の目標変数は同じCPI測定値の12か月後の実現インフレである。

金融政策委員会は今後1〜2年のインフレ見通しに基づき金利を決定するため、1年期待インフレ率が経済学的に適切なデフレーターとなる。DB基準の結果がデフォルト系列であり、QB基準とヘッドラインの結果が非表示の代替指標である。

事前的実質政策金利は金融政策の意図されたスタンスを評価する上で最も重要な単一指標である。Taylor (1993)ルールの枠組みではインフレギャップ（$\pi - \pi^*$）と産出ギャップ（$y - y^*$）に適正政策金利が反応し、含意される事前的実質金利と自然利子率（$r^*$）推定値の比較は、政策が引き締め的・中立的・緩和的のいずれであるかを判断する核心となる。

Woodford (2003)はニューケインジアンの枠組みで理論的基盤を確立しており、厚生関連の金融政策スタンスは名目金利そのものではなく実質金利の自然利子率からの乖離により決定される。$r^{ex\text{-}ante} > r^*$であれば異時点間の代替効果が現在の需要を潜在水準に対して抑制しインフレに下方圧力をかけ、$r^{ex\text{-}ante} < r^*$であれば政策は景気刺激的である。

事前的実質金利と事後的実質金利（KREPRPR）の区別は実質的に重要である。事前的金利は意思決定時点の経済主体の期待を反映するためニューケインジアンモデルおよびテイラー型政策ルールにおいて理論的に適切な変数であり、事後的金利は実現インフレ率を用いて事後に経験した実質リターンを測定するため、インフレサプライズ期（例えば2022〜2023年のエネルギー価格ショック）に事前的金利と大きく乖離し得る。

実証的には$r^*$は観測不可能かつ時変的であるため、その推定は困難である。米国ではLaubach and Williams (2003)が小規模構造モデルに組み込んだカルマンフィルターで$r^*$を推定した。韓国では人口高齢化、潜在GDP成長の鈍化、高水準の家計債務等の同国固有の要因を反映した類似の研究が自然利子率の低下傾向を示唆しており、これは所与の名目政策金利が10年前より今日の方がより引き締め的であることを意味する。

事前的実質政策金利は金融政策の波及メカニズムの評価にも有用である。インフレ期待がよくアンカーされた経済では名目政策金利の変化が実質金利にほぼ1:1で伝達され、中央銀行に実質経済条件に対する効果的なコントロールを与える。スタグフレーション等で期待のアンカーが外れると名目金利と実質金利の連動が弱まり金融政策の遂行が複雑化する（Blanchard 2023）。

事前的実質政策金利の国際比較は相対的な金融政策スタンスに関する洞察を与える。例えば韓国の事前的実質金利を米国、日本、その他のアジア経済と比較すれば韓国の金融政策がグローバル基準に対して相対的に引き締め的か緩和的かを評価でき、これは資本フロー、為替レート、競争力に対する含意を持つ。

事前的実質政策金利は実質イールドカーブの短期端をアンカーし、マネーマーケット商品、短期債券、変動金利商品に直接的な含意を持つ。

債券投資家にとって事前的実質政策金利は短期商品の実質キャリー（carry）を決定する。実質金利が正であれば現金やMMFが正の実質リターンを生み、低デュレーション・ポジションを維持する機会費用を低下させる。実質金利が負であれば短期資産の保有に事実上のペナルティが課され、正の実質リターンを求めてデュレーションを延長したり信用リスクを取ったりする誘因が生じる。Rajan (2005)はこれが過度のリスクテイクにつながり得ると警告している。

事前的実質政策金利と事後的実質政策金利（KREARPR対KREPRPR）のスプレッドは、インフレ期待がアンカーされている度合いを直接示す指標であるが、期待項はリアルタイム推定値ではなく準リアルタイムのモデル推定値である。持続的に狭いスプレッドは期待がよくアンカーされていることを示し、スプレッドの拡大は潜在的なディスアンカリング（dis-anchoring）を示唆する。これは、インフレヘッジ戦略の調整が必要となり得ることを債券ポートフォリオ運用者に知らせる早期警報である。

信用市場では実質政策金利が企業の借入コスト、ひいては信用ファンダメンタルズに影響する。実質金利が高ければ、レバレッジの高い企業の実質ベースでの債務返済コストが増加し、デフォルトリスクが高まる。事前的実質金利の軌道をモニタリングすることは、韓国の企業債務負担の持続可能性を評価する信用アナリストにとって意義があり、特に不動産・建設等の金利感応度の高いセクターについて当てはまる。

これはフィッシャー分解で得る事前的実質政策金利というモデル由来の系列であり、期待インフレの部分は、Stock and Watson (2007)の非観測成分確率的ボラティリティ・モデルで求めた一方向のトレンドの上に築いたサーベイ・アンカー付きの短期期待である。したがって単位根の判読は直接観測された価格ではなく当てはめられた金利を記述し、系列相関と変化点の診断は1階差分に対して行う。期待インフレの部分はボラティリティの事前分布を全標本で固定しているため、リアルタイム推定値ではなく準リアルタイムのモデル推定値である (Orphanides and van Norden 2002)。本系列は月次であり、2001-08-31から2026-05-31までの298観測値で検定する。

事前的実質政策金利は水準では判読が曖昧である。Said and Dickey (1984)の形のDickey and Fuller (1979)検定は5パーセント水準で単位根を棄却せずp = 0.083であり、Phillips and Perron (1988)検定もp = 0.136で同じ側にあるが、Kwiatkowski et al. (1992)検定もまたp > 0.10で定常性を棄却しないため、二つの帰無仮説がともに保持され、明確な和分次数は付与しない。マトリクスで任意の上位検定であるGLSトレンド除去検定 (Elliott, Rothenberg, and Stock 1996)はこのモデル由来の系列には実施しなかったため、曖昧さをそのまま報告する。観測される名目の部分の水準分散は実質金利の分散の1.77倍、期待インフレの部分は0.992倍であり、実質金利と名目金利の相関は0.668である。1階差分に対してLjung and Box (1978)のポートマントーは月次のラグ12と24で白色雑音を棄却し、ラグ12でQ = 34.71、p = 0.001、ラグ24でQ = 47.77、p = 0.003である。Escanciano and Lobato (2009)の自動ポートマントーは、マトリクスが日次の系列に限って課すため実施しない。Bai and Perron (1998)の手続きをBai and Perron (2003)のアルゴリズムで計算すると差分系列の平均に変化点は見いだされず、これは同じ対象に対するAndrews (1993)のパラメータ不安定性の推論と整合する (Perron 1989)。

これは季節成分を想定しない月次のモデル由来の系列であり、入力も必要な箇所では季節調整済みであるため、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適用されず、実施しない (Beaulieu and Miron 1992; Ghysels and Osborn 2001)。