韓国3ヶ月物KORIBOR金利

KRKORIBOR3Mは変換を加えずそのまま記録した原系列の金利であり、銀行間の無担保3ヶ月物借入に適用される呼値の年率指標金利である。利回りとしてこれは固定満期請求権の価格を単一の満期キャッシュフローに対応させる満期利回りの慣行に従っており、この慣行は債券利回りを時系列で測定することに端を発し、後にゼロクーポン金利の期間構造全体へと一般化された（Macaulay 1938; Fisher and Weil 1971）。

3ヶ月の満期はこの呼値を金利期間構造の短期区間に位置付けており、その区間は将来の短期金利期待と流動性プレミアムへと分解されるが、この分解はまず定義された後に市場価格から復元可能な滑らかな関数として操作化された（Hicks 1939; McCulloch 1971, 1975; Vasicek and Fong 1982; Nelson and Siegel 1987; Svensson 1994）。その日次の構成は、競合する推定法にわたって評価されたオフ・ザ・ラン曲線当てはめの慣行に比肩する（Gürkaynak, Sack, and Wright 2007; Bliss 1997）。

銀行間指標金利は、それ自体の特殊性を持つ担保付金融とは区別される期間物の無担保請求権であり、翌日物無担保コールレートとは取引相手の類型ではなく満期において区別される（Duffie 1996; Hamilton 1996; Furfine 1999）。その水準は他の短期金融市場金利と同様に、常設ファシリティの回廊の内側で曲線の前方区間を中心的な運営目標の近傍へ誘導する政策運営を通じて固定されており、その運営方式は国ごとに類型化される（Borio 1997; Bindseil 2004; Bartolini, Bertola, and Prati 2002）。

KREDは呼値された3ヶ月物銀行間指標金利にいかなる変換も適用せず観測されたまま保存しており、方法論はこうした期間物銀行間基準金利が存在するに至る測定基盤を記述するにとどまり、再スケーリング・デフレート・平滑化・年率化のいずれも適用しない。

3ヶ月物の短期金利呼値は当該満期における期間構造の点推定値である。その滑らかな復元は、市場価格から割引関数を求める三次スプライン手法とその税制調整による精緻化、指数スプライン手法、そして簡潔な水準・傾き・曲率のパラメータ化とその拡張を通じて発展してきた（McCulloch 1971, 1975; Vasicek and Fong 1982; Nelson and Siegel 1987; Svensson 1994）。平滑化されたオフ・ザ・ラン価格から任意満期の額面・ゼロクーポン・フォワードレートを読み取る日次の運用手続きは確立された曲線当てはめの慣行に従っており、短期満期にわたって競合する推定法が互いに近接した結果をもたらすことが確認されてきた（Gürkaynak, Sack, and Wright 2007; Bliss 1997）。固定満期商品の価格が単一の年率割引率を内包するという満期利回りの基盤は、まず定式化された後にゼロクーポン期間構造とデュレーションに基づく免疫化へと一般化された（Macaulay 1938; Fisher and Weil 1971）。

銀行間指標金利はレポのような担保付金融ではなく無担保の期間物請求権であるため、その呼値水準は担保付基準金利および翌日物無担保の測定値に照らして読まれ、運営目標体系内での位置付けは他の短期政策波及金利を支配するのと同一の実施文献に従う（Duffie 1996; Hamilton 1996; Furfine 1999; Borio 1997; Bindseil 2004; Bartolini, Bertola, and Prati 2002）。KREDはこれらの推定段階を一切実施せず、既に呼値された数値のみを記録しており、本系列が季節的構造を持たないことと整合的に季節調整も適用しない。

3ヶ月物銀行間指標金利は、金融政策の運営目標が期間物の銀行間借入コストへ波及する経路となる短期金融市場価格である。運営手続きの枠組みは公開市場操作と常設ファシリティが運営目標金利を固定する方式を規定しており（Borio 1997; Bindseil 2004）、日々の運営が短期金利をその目標近傍へ誘導する機構は別途モデル化されてきた（Bartolini, Bertola, and Prati 2002）。

この呼値が期間構造上3ヶ月の地点に位置するため、その水準はフォワードレート・流動性プレミアム分解のもとで将来の短期金利期待と期間・流動性プレミアムを分離する（Hicks 1939）。この解釈は簡潔なパラメータ化とスプラインに基づく推定法にわたる期間構造測定によってさらに精緻化される（McCulloch 1971; Nelson and Siegel 1987; Svensson 1994; Gürkaynak, Sack, and Wright 2007）。

この無担保銀行間期間金利が担保付金利および翌日物無担保コールレートを上回るスプレッドは、銀行間資金調達環境と取引相手リスクに関する情報を提供する（Duffie 1996; Hamilton 1996; Furfine 1999）。この金利に連動する請求権のデュレーション感応度は、債券市場向けに最初に開発された満期利回りおよびデュレーション手法に従う（Macaulay 1938; Fisher and Weil 1971）。

期間物の短期金融市場基準金利として、3ヶ月物銀行間指標金利は変動金利貸出と金利スワップが3ヶ月満期でリセットされる際の指標として組み込まれる。この金利に連動してリセットされる請求権は、短期金融市場および債券商品向けに開発された満期利回り・デュレーション手法によって価格付けられ、ヘッジされる（Macaulay 1938; Fisher and Weil 1971）。

こうした商品の割引と曲線構築はこの呼値をゼロクーポン曲線上に位置付け、その曲線は三次スプライン・指数スプライン・簡潔なパラメータ化を通じて市場価格から復元される（McCulloch 1971, 1975; Vasicek and Fong 1982; Nelson and Siegel 1987; Svensson 1994）。短期満期の地点は日次のオフ・ザ・ラン構成と推定法比較に従って当てはめられる（Gürkaynak, Sack, and Wright 2007; Bliss 1997）。

レラティブバリュー・資金調達デスクはこの銀行間期間金利を担保付レポ基準金利および翌日物無担保コールレートに照らして読み（Duffie 1996; Hamilton 1996; Furfine 1999）、政策運営目標に対するその水準は曲線の前方区間を支配する実施枠組みに従う（Borio 1997; Bindseil 2004; Bartolini, Bertola, and Prati 2002）。この呼値を中心に構築された前方曲線は市場が価格に織り込んだ短期金利の期待経路を内包しており、そのフォワードレートの内容は古典的分解において最初に識別された（Hicks 1939）。

2005-08-01から2026-07-24までの5197個の日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3ヶ月物KORIBOR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 = 0.5136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 = 0.9055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2個の変化点が2008-10-27、2020-08-19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10と20で白色雑音の帰無仮説を棄却し、Q = 1626.68とQ = 2556.15、p = 0.000とp = 0.000であり、Escanciano and Lobato (2009)の自動ポートマントー検定も統計量255.57、p = 0.000で同調する。

本系列は日次であり低整数の季節周期を持たないため、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、日次周期において季節の補助回帰が退化することを標準的な根拠として意図的に実施しなかった (Beaulieu and Miron 1992; Ghysels and Osborn 2001)。