韓国家計貸出金利(残高基準)

KRHHLOANは変換を加えずに記録した原系列であり、家計向け貸出残高に課される平均金利を残高ベースの年率パーセントで表したものである。この数値は、現在手放す所得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、新規取扱分ではなく貸出元本に実際に発生する実効金利として測定される（Fisher 1930）。

残高ベースの算定は帳簿に残るすべての貸出の金利をその残高シェアに比例して平均するため、この値は利付債権についての残高加重平均である（Barnett 1980; Diewert 1976）。

価格付けされる貸出残高は金融勘定上の家計部門の負債ポジションである。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る（Copeland 1949; Copeland 1952）。また所得・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）。

この値が加重する家計貸出総量は、長期系列で編成されマクロ金融データベースで整合化された家計信用概念である（Schularick and Taylor 2012; Jordà, Schularick, and Taylor 2017）。KREDはこの数値を記録されたまま保存する。

KREDはKRHHLOAN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、貸出の残存キャッシュフローをその帳簿価値に割り引く実効金利であり、契約ごとに算定したうえで集計される（Fisher 1930）。貸出帳簿全体の集計は各契約の金利をその残高で加重した加重平均であり、これは利付金融量を結合する使用者費用・指数の論理と正確・優越指数理論に依拠する（Barnett 1980; Diewert 1976）。

加重を与える残高は、資金循環会計と完全な部門別構成において画定された家計部門の貸出負債である（Copeland 1949; Copeland 1952）。この残高は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ため、平均される対象は任意の契約の集まりではなく明確に定義された部門負債残高である（Stone 1966; Goldsmith, Lipsey, and Mendelson 1963; Dawson 1996）。

家計信用の範囲そのものは、長期にわたり測定された銀行貸出総量とマクロ金融史データに従う（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、記録された月末の数値は残高加重金利そのものである。

家計貸出残高金利は家計部門の債務に実際に支払われている費用を測定するため、異時点間の消費が移転される価格となる（Fisher 1930; Obstfeld and Rogoff 1995）。

この金利は新規フローではなく既存残高を価格付けするため、政策金利と市場金利が家計の負う元利返済負担に緩やかに波及する過程を捉える。こうした波及は、信用の伸びがマクロ経済を形づくるレバレッジ循環の機構であり（Schularick and Taylor 2012）、景気循環的な規則性である（Jordà, Schularick, and Taylor 2017）。

この金利を解釈するには家計の負債ポジションを定義する部門別会計が必要である。資金循環体系と部門明細、統合勘定、国民貸借対照表、編成慣行がその会計を成しており（Copeland 1949; Copeland 1952; Stone 1966; Goldsmith, Lipsey, and Mendelson 1963; Dawson 1996）、金利はそれが課される残高に照らしてのみ意味を持つ。

総債務は純ポジションとは区別される情報を含む（Obstfeld 2012）。残高加重平均として、この金利は使用者費用加重と指数理論を受け継ぐため、その変動は金利の再設定と貸出帳簿の構成変化を併せて反映する（Barnett 1980; Diewert 1976）。

評価の面では、残高ベースの家計貸出金利は保有する家計貸出帳簿から実際に得られる利回りであるため、その資産のキャリーと再設定ギャップを定め、純利鞘・デュレーション分析に直接投入される（Fisher 1930）。この数値が残高加重平均であるため、これを新規取扱金利に照らして評価すると、使用者費用加重と指数集計を通じて帳簿に内在する損益が明らかになる（Barnett 1980; Diewert 1976）。

この金利の水準と変動は、家計の信用リスクと金融的困難に先行するレバレッジの蓄積を代理する。これは信用ブームの信号であり（Schularick and Taylor 2012）、マクロ金融循環である（Jordà, Schularick, and Taylor 2017）。

この金利を基礎エクスポージャーに対応づける作業は、部門別債務測定と統合会計、国民貸借対照表、実務編成に依存しており（Copeland 1949; Copeland 1952; Stone 1966; Goldsmith, Lipsey, and Mendelson 1963; Dawson 1996）、これらが相まって金利が適用される帳簿の規模と構成を確定する。

この金利が有担保および政策基準金利の上に形成するスプレッドを追跡すれば、家計の調達費用と金融環境が家計の貸借対照表に伝達される様相を実時間で読み取れる。

2001-09-01から2026-04-01までの296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、単位根の検定群は家計貸出金利が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 = 0.7716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 = 0.5876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単一の変化点が2021-07-01に見いだされ、これはAndrews (1993)の意味でのパラメータ不安定性として読まれる。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12と24で白色雑音の帰無仮説を棄却し、Q = 355.38とQ = 377.08、p = 0.000とp = 0.000である。

家計貸出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)。