韓国家計信用残高

KRHHCREDITは、いかなる変換も経ず報告されたまま記録した家計信用の原系列であり、ウォン建てで表示した家計部門負債残高の四半期末総量である。この値は家計貸出に家計へ供与された販売信用を加えた残高である。

この残高は資金循環会計の系譜に属する金融勘定の数量であり、各部門の借入が貸出部門の債権に対応する負債として記入される（Copeland 1949）。これは部門別貸借対照表の家計行に位置しており、その貸借対照表は信用・負債残高の測定のために構築された（Goldsmith, Lipsey, and Mendelson 1963）。同一の数量は消費者の視点からも把握され、家計負債を所得・資本・金融勘定の統合体系の一翼として扱う（Stone 1966）。

この残高は経済全体の貸出残高と同義の信用総量であり、その貸出残高は家計負債を切り出す母集団として定義される（Schularick and Taylor 2012）。本系列は長期信用系列について文書化された編成規約に従って整合化される（Jordà, Schularick, and Taylor 2017）。

概念的にこの残高は利子の賦課される元本であり、その利子は現在所得と将来所得を等置する価格として定義される（Fisher 1930）。異質な利子付き商品を単一のウォン総量へ集計する作業は、指数理論と金融数量の使用者費用加重に依拠する（Diewert 1976; Barnett 1980）。

本系列はフローではなく部門別ストックであるため、ストック・フロー会計恒等式を通じて解釈される（Obstfeld and Rogoff 1995）。対外ポジション・ストックとともに、この残高は国民貸借対照表測度の一員を成す（Lane and Milesi-Ferretti 2001）。

KREDはKRHHCREDITにデフレートも季節調整も再尺度化も平滑化も年率化も適用しないため、公表値は測定されたままの編成残高である。

測定の基盤は資金循環の枠組みであり、この枠組みははじめて定礎された（Copeland 1949）。その後これは完結した実証体系として実装された（Copeland 1952）。この枠組みは経済を部門に分割し、すべての信用商品を四重記入の原理のもとで借入部門の負債であると同時に貸出部門の債権として記録する。

家計総量は統合社会会計体系の金融勘定から読み取られ、その体系は消費者志向の勘定を成文化する（Stone 1966）。年次国民貸借対照表は一部門の負債残高がいかに集計されるかを確立し、この総量に貸借対照表形式を与える（Goldsmith, Lipsey, and Mendelson 1963）。

制度単位の部門区分と商品分類に関する実務規約は便覧の処理に従い（Dawson 1996）、そうして算出される総量は銀行・非銀行貸出の測度としてその構成が記述されている（Schularick and Taylor 2012）。

異なる実効金利を持つ貸出を一つのウォン数値に合算する作業は、利子概念と集計理論をともに援用する（Fisher 1930; Diewert 1976; Barnett 1980）。この集計理論は、使用者費用で加重されたストックがいかに正確指数に結合するかを示す。この編成規律は総・純ポジション推定と並行しており、したがって本系列は推定またはモデル化された数量ではなく会計的に整合したストックとして存在する（Lane and Milesi-Ferretti 2007）。

家計信用残高はマクロ健全性監視に最も有用な部門別総量の一つであり、その急速な膨張が金融不安に先行するからである。この信用ブームの証拠は、家計レバレッジを成長の副産物ではなく危機の先行指標として再定立した中核的発見である（Schularick and Taylor 2012）。長期のマクロ金融記録は、住宅担保主導の家計借入が金融循環に追従し、その後の景気後退の深さを左右することを確認する（Jordà, Schularick, and Taylor 2017）。

所得・貯蓄に照らすと、このストックは消費の異時点間再配分を測定しており、その再配分は貯蓄・投資恒等式で定式化された（Obstfeld and Rogoff 1995）。総部門ポジションは、純フローの示す以上の脆弱性情報を担う（Obstfeld 2012）。

資金循環会計は家計借入を支払の循環流のなかに位置づけ（Copeland 1952）、消費者志向の勘定は家計貸借対照表を需要分析の直接の対象とする（Stone 1966）。家計負債の増加は金融深化と結びつく（Goldsmith, Lipsey, and Mendelson 1963）。残高へ賦課される利子費用が支出を制約するという焦燥と機会の論理がこれを支える（Fisher 1930）。

純ポジションについて記述された調整動学は、最終的に貸借対照表を清算せねばならないレバレッジ家計部門へ拡張され（Gourinchas and Rey 2007b）、高い部門レバレッジは危機後の回復を条件づける（Lane and Milesi-Ferretti 2018）。

市場参加者にとって家計信用残高は貸借対照表リスクの尺度である。危機頻度と結びつくレバレッジは無秩序なデレバレッジの確率を高め、銀行・消費者金融エクスポージャーの信用スプレッドの判断材料となる（Schularick and Taylor 2012）。長期標本が含意する危機リスクの価格づけは、デスクが住宅担保・無担保家計ポートフォリオのテール・シナリオを較正することを可能にする（Jordà, Schularick, and Taylor 2017）。

未返済元本に適用される実効金利は、政策金利変動に対する家計キャッシュフロー感応度を決定しており、これは債務返済の算式として定礎された（Fisher 1930）。金利の異なる貸出が市場の価格づける利子負担にいかに集計されるかは、使用者費用加重と指数理論が明らかにする（Barnett 1980; Diewert 1976）。

レバレッジ・ストックは評価額に留意して読むべきであり、ポジション測定の精査と収益率測定の偏りがこの点への注意を促す（Gourinchas and Rey 2007a; Curcuru, Dvorak, and Warnock 2008）。この留保はすべての総ポジションに一般化される（Obstfeld 2012）。

国民貸借対照表の家計行と総負債推定は、貸し手と証券化信用の投資家、マクロ健全性監督者が担保と引当を算定する際に注視するエクスポージャーを枠づける（Goldsmith, Lipsey, and Mendelson 1963; Lane and Milesi-Ferretti 2007）。

2002-10-01から2026-01-01までの94件の観測値にわたり、家計信用残高は対数水準において1次和分系列であり、Dickey and Fuller (1979)検定がSaid and Dickey (1984)の形でp = 0.9915で棄却せず、Phillips and Perron (1988)検定がp = 0.9965で同調し、Kwiatkowski et al. (1992)検定が定常性を棄却する。対数の1階差分に対してLjung and Box (1978)のポートマントーはラグ4と8で白色雑音を棄却し、Q = 76.44とQ = 95.18、p = 0.000とp = 0.000である。Bai and Perron (1998, 2003)の手続きは平均において単一の変化点を2021-10-01に見いだし、これは差分した対象に対するAndrews (1993)のパラメータ不安定性の推論と整合する (Perron 1989)。

本系列は季節調整されていない月次の集計量であるため季節バッテリーが適切であり実施され、Hylleberg et al. (1990)のHEGY季節単位根検定とQS季節ポートマントー、季節ダミーFがCanova and Hansen (1995)と交差して季節単位根ではなく決定的な季節性を確認する (Beaulieu and Miron 1992; Ghysels and Osborn 2001)。