韓国対内直接投資残高

韓国の対外ポジション残高KRFXRESV・KREXTDEBT・KRFDIOUT・KRFDIINは、いかなる変換も経ず報告されたまま記録した原系列であり、一時点で測定した韓国経済の対外資産・負債の保有額である。これらは公式外貨準備資産と対外債務残高、対外および対内直接投資残高を網羅するため、あわせて世界に対する自国貸借対照表の両面を記述する。

各残高は対外富の勘定の系譜に属する国民貸借対照表の数量であり、一国の対外資産と負債が国際投資ポジションとして集計され、その変化が国境を越えるフローと評価効果を調整する（Lane and Milesi-Ferretti 2001; Obstfeld 2012）。総ポジションは純額を超える情報を担うが、規模の近い相殺債権であっても評価・借換リスクへのエクスポージャーは大きく異なりうるからである（Gourinchas and Rey 2007b; Lane and Milesi-Ferretti 2018）。

測定は資金循環会計の金融勘定の枠組みに位置し、すべての債権が一部門の資産であると同時に他部門の負債として記入される（Copeland 1949; Stone 1966）。部門別の集計は金融資産・負債を残高単位で記録するために構築された国民貸借対照表に従い（Goldsmith, Lipsey, and Mendelson 1963）、単位の部門区分と商品分類の編成規約に基づく（Dawson 1996）。

各系列はフローではなく残高であるため、貯蓄・投資・経常収支・純対外資産の変化を結ぶ異時点間会計恒等式を通じて読み（Obstfeld and Rogoff 1995）、準備資産と債務の総量は急速な対外蓄積が不安定に先行した長期の信用・流動性記録と結びつく（Schularick and Taylor 2012; Jordà, Schularick, and Taylor 2017）。この対外ポジション残高は季節調整なしにそのまま記録した原系列であるため、含まれる季節性は事前フィルターではなくデータ自体の性質である。

KREDはKRFXRESV・KREXTDEBT・KRFDIOUT・KRFDIINにデフレートも再尺度化も平滑化も年率化も通貨換算も適用しないため、各公表値は源泉単位のまま測定された編成残高であり、公式外貨準備資産は千米ドルで、対外債務と直接投資残高は百万単位で記録する。原系列であるため季節調整も適用しない。

測定の基盤は対外資産・負債に関する国際投資ポジションの枠組みであり、その推定手法は経済ごとに総・純の対外ポジションを構築する（Lane and Milesi-Ferretti 2001; Lane and Milesi-Ferretti 2007）。準備資産・債務・直接投資の各構成要素は個別に評価して編成され、これは長期にわたる総対外ポジション測定のために確立された慣行である（Gourinchas and Rey 2007a）。

基礎となる勘定は資金循環体系の金融勘定であり、資金循環会計としてはじめて定礎され（Copeland 1949）、その後完結した実証的構築として実装され（Copeland 1952）、各商品を四重記入の原理のもとで一部門の資産であると同時に他部門の負債として記録する。残高は統合社会会計の枠組みから読み取られ（Stone 1966）、国民貸借対照表に集計され（Goldsmith, Lipsey, and Mendelson 1963）、金融勘定編成の便覧規約に従う（Dawson 1996）。

異質な国境を越える債権を一つの通貨総量へ集計する作業は指数理論と集計理論を援用し、その理論では数量が加重を通じて整合的な総量へ結合する（Barnett 1980; Diewert 1976）。各系列はモデル化された数量ではなく期末ポジションであり、その水準は取引とポジション変化を分離する評価経路を通じて累積フローと調整される（Gourinchas and Rey 2007b; Obstfeld and Rogoff 1995）。

対外ポジション残高は一国の対外的な支払能力と対外的な脆弱性の指標として注視されるが、対外資産と負債の均衡が資本フロー・ショックの国内経済への波及の仕方を条件づけるからである。これらの残高が構成する国際投資ポジションは経常収支フローを超える情報を担うが、規模の近い総債権と総債務であっても通貨・満期構成によって経済をリスクにさらしうるからである（Obstfeld 2012; Obstfeld and Rogoff 1995）。

公式外貨準備資産は対外義務を履行する緩衝を測定し、対外債務は返済または借換を要する債権を測定するため、両者はあわせて対外流動性を画する。直接投資残高はより持続的な国境を越える所有の連結を記録し、その評価と収益の挙動は債務・ポートフォリオ債権とは異なる（Gourinchas and Rey 2007b; Curcuru, Dvorak, and Warnock 2008）。

これらの数量は多数の経済にわたる構築によって純対外資産ポジションを比較可能な分析対象とした対外富の勘定のなかに位置する（Lane and Milesi-Ferretti 2001; Lane and Milesi-Ferretti 2018）。貯蓄・投資恒等式に照らすと純ポジションの変化は経常収支の対応物であり（Obstfeld and Rogoff 1995）、基礎となる金融勘定は各債権を支払の循環流のなかに位置づける（Copeland 1952; Stone 1966）。

対外債権と負債の急速な蓄積は長期のマクロ金融記録において金融ストレスに繰り返し先行したため、これらの残高の水準と増加率は対外・システミックリスクの評価に情報を与え、部門別貸借対照表はその蓄積を観察可能な構造的指標とする（Schularick and Taylor 2012; Jordà, Schularick, and Taylor 2017; Goldsmith, Lipsey, and Mendelson 1963）。

市場参加者にとって対外ポジション残高は国家・カントリーリスクの入力変数であるが、短期対外債務に対する準備資産の緩衝の大きさが無秩序な対外調整の確率を左右し、ソブリン・スプレッドに反映されるからである。総ポジションは評価に留意して読むべきであり、国境を越える債権の測定水準と収益率が推定手法に敏感だからである（Gourinchas and Rey 2007a; Curcuru, Dvorak, and Warnock 2008）。

準備資産の適正性は対外負債に照らして評価され、直接投資残高は対外資金調達の安定性にとって重要であるが、持分的な所有はストレス下で債務よりも持続的な傾向があるからである（Obstfeld 2012; Lane and Milesi-Ferretti 2018）。これらの残高が構成要素となる純対外資産ポジションは累積経常収支の貸借対照表上の対応物であり、持続可能な対外経路の決定要因である（Obstfeld and Rogoff 1995; Lane and Milesi-Ferretti 2001）。

対外・信用総量の急速な増加が危機頻度と結びついてきたため、デスクはこれらの残高の水準とモメンタムで通貨・金利エクスポージャーのテール・シナリオを較正する（Schularick and Taylor 2012; Jordà, Schularick, and Taylor 2017）。ポジションがフローと独立に動く評価経路は、それ自体が対外貸借対照表の損益の源泉である（Gourinchas and Rey 2007b）。

これらのポジションを枠づける金融勘定と国民貸借対照表は、貸し手と準備資産運用者、マクロ健全性監督者が対外・調達リスクを算定する際に参照するのと同じ財務諸表である（Goldsmith, Lipsey, and Mendelson 1963; Copeland 1949; Dawson 1996）。

KRFDIINは季節調整なしで記録した対内直接投資残高であり、公表される対数水準が統計対象であって、符号を持つフローではなく正の投資ストックであるため1次和分が予想される。標本は1994-10から2026-01までの126個の四半期観測値であり、単位根三検定は対数水準に定数と趨勢を含めて実施する。

Said and Dickey (1984)の時差補強を適用したDickey and Fuller (1979)の拡張ディッキー・フラー回帰は統計量-1.21でp = 0.908で単位根を棄却できず、ノンパラメトリックなPhillips and Perron (1988)検定は統計量-1.70でp = 0.752でこれに合致し、定常性を帰無とする検定は統計量0.38でp < 0.01で趨勢定常性を棄却するため (Kwiatkowski et al. 1992)、三つの手続きはいずれも明確なI(1)の分類に合致する。GLSトレンド除去による上位検定 (Elliott, Rothenberg, and Stock 1996)は判定が曖昧な場合にのみ留保され、この明確な判読には用いられない。

対数水準がI(1)であるため、ポートマントーと構造変化の探索はその1次差分で実施するが、水準ポートマントーは確率的趨勢の近単位自己相関を読み、水準平均変化の探索はこれを偽って分割するからである (Perron 1989; Hamilton 2018; Bai and Perron 1998)。Box and Pierce (1970)の形式を精緻化したLjung and Box (1978)のポートマントー統計量は、差分系列においてラグ4でQ = 12.65、ラグ8でQ = 27.74となりそれぞれp = 0.013およびp = 0.001で白色雑音の帰無を棄却し、Bai and Perron (2003)の多重構造変化手続きは差分系列の平均にいかなる変化点も置かない。

この投資データは季節調整されていないため、季節バッテリーは系列の実際の季節性を記述する。Hylleberg et al. (1990)の季節単位根検定はp = 0.000で季節周波数の単位根を棄却するため確率的季節単位根は存在せず、季節ダミーは統計量1.22でp = 0.306で結合有意ではなく、季節ポートマントーは差分系列において統計量12.51でp = 0.130で棄却されないため、この四半期ポジションはいかなる形態の季節性もほとんど示さない。季節単位根の不在と弱い確定的・残差季節性というこの判読は、Canova and Hansen (1995)の季節周波数の枠組みおよび季節調整の文献と合致する (Ghysels and Osborn 2001)。