韓国国債5年クーポン利回り

KRKTB5は、5年物韓国国債のクーポン利回り（par yield）を加工せずそのまま収録した原系列であり、当該債券が額面で取引される年率換算の満期利回りを、いかなる変換も平滑化も補間も経ずに保持する。

par利回りとは、利付債の予定キャッシュフローの現在価値を額面と一致させる単一の割引率である。この満期利回り概念は、債券の利回りをキャッシュフロー加重平均満期に結び付けた作業にその実証的基礎が遡る（Macaulay 1938）。

5年利回りは利付のpar曲線上に位置するため、その水準はパラメトリック当てはめが5年ノードに与える値と概念的に等しい（Nelson and Siegel 1987; Svensson 1994）。同じpar利回りは割引関数およびゼロクーポン表現によっても等価に復元され（McCulloch 1971, 1975; Vasicek and Fong 1982）、ゼロクーポン金利の期間構造全体を通じても規定される（Fisher and Weil 1971）。par・ゼロ・フォワード利回りの間の日次写像は運用可能な形で提示されており、その写像において5年ベンチマークが錨の役割を果たす（Gürkaynak, Sack, and Wright 2007）。

この満期の期間構造的意味によれば、5年利回りは期待短期金利経路に満期プレミアムを加えた値を内包する（Hicks 1939）。この点で5年par利回りは、翌日物調達金利（Duffie 1996）や政策短期金利（Bindseil 2004）とは区別される。

したがって本系列は当てはめで構成された値ではなく純然たる市場観測値であり、手法間の当てはめ比較が要約する水準をそのまま保存する（Bliss 1997）。

KREDはKRKTB5にいかなる変換も適用せず、再スケーリング・デフレート・平滑化・基準改定・年率化・曲線当てはめのいずれも行わない。したがって公表される数値は、本系列を存在させる標準的な満期利回り慣行が生成したpar利回りそのものである。

この慣行のもとで債券価格とpar利回りは、予定クーポンと元本を割り引くことで結び付いており、その現在価値関係のデュレーション写像は早くから確立されている（Macaulay 1938）。同じ関係のゼロクーポン金利への一般化も提示されている（Fisher and Weil 1971）。

5年parノードは、利付par曲線が読み取られる満期である。そうした曲線が取引された債券価格からどのように推定されるかは複数の方法で形式化されており、三次スプライン割引関数とその税調整による精緻化（McCulloch 1971, 1975）、指数スプライン（Vasicek and Fong 1982）、簡素な水準・傾き・曲率形（Nelson and Siegel 1987）、第二のこぶを加えた拡張形（Svensson 1994）は、いずれも観測された呼値と整合的な5年par利回りを含意する。平滑化された曲線から任意満期のpar・ゼロ・フォワード利回りが計算される日次構成も記録されており（Gürkaynak, Sack, and Wright 2007）、これら競合する推定量がどのように評価されるかも整理されている（Bliss 1997）。

したがって原系列である5年par利回りは、これらの手続きが本来再現するモデルに依存しない入力にほかならない。測定基準はpar満期利回りそのものであり、その期間構造的解釈（Hicks 1939）とより広い金利測定の文脈（Bindseil 2004）は、KRED側の何らかの計算ではなく外部文献が供給するものである。

中期ベンチマークとして5年par利回りは、将来短期金利の平均期待経路に満期プレミアムを加えた値へ分解され、その分解を支える期間構造情報は早くから規定されている（Hicks 1939）。その水準は、政策金利軌道に対する市場の中期的視座として読まれる（Bindseil 2004; Borio 1997）。

この経路の前端を固定するのは短期金利であり、そこには中央銀行の翌日物金利の誘導とそれに対する日次の決定が働く（Bartolini, Bertola, and Prati 2002; Hamilton 1996）。同じ短期金利の有担保調達の対応物（Duffie 1996）と、無担保ベンチマークの取引単位での測定（Furfine 1999）も形式化されている。

5年ノードの動きは、このコリドーに沿って形成された期待がどのように中期借入コストへ伝達されるかを追跡する。その曲線表現はパラメータ化されており（Nelson and Siegel 1987; Svensson 1994）、ゼロクーポン分解も明示化されている（Gürkaynak, Sack, and Wright 2007）。

par利回りが利付曲線の読み取りである以上、デュレーション関係はその水準を5年の時間軸で家計と企業が直面する金利感応度へ換算する（Macaulay 1938; Fisher and Weil 1971）。同じ情報は割引関数によっても等価に表現される（McCulloch 1971）。

このように5年利回りは、運用手続きの枠組と整合的な中期金融環境の要約統計量として機能する（Borio 1997）。

ポートフォリオ実務において、5年par利回りは中期債券エクスポージャーを価格評価しリスク管理するための割引率入力である。デュレーション概念は金利変動を価格変動へ換算し（Macaulay 1938）、免疫化の結果は資産と負債の感応度を期間構造全体で一致させる（Fisher and Weil 1971）。

相対価値取引と曲線取引は、5年ノードを近隣満期に見比べて参照し、その近隣満期はスプライン推定量で当てはめられる（Nelson and Siegel 1987; Svensson 1994; McCulloch 1971, 1975; Vasicek and Fong 1982）。こうした構成の選択が評価に用いる含意利回りをどのように変えるかは整理されている（Bliss 1997）。

ゼロクーポン・フォワード分解により、デスクは5年par利回りを、仕組みキャッシュフローを価格付けする割引係数へと分解できる（Gürkaynak, Sack, and Wright 2007）。キャリー・ロールダウンや金利先渡契約のポジショニングの基礎となるフォワードレートの枠組も整えられている（Hicks 1939）。

原債券の調達は、翌日物金利を通じるレポ市場を経る。その市場の特殊性（specialness）は規定されており（Duffie 1996）、翌日物金利は測定・モデル化されている（Hamilton 1996; Furfine 1999; Bartolini, Bertola, and Prati 2002）。したがって5年利回りとそのレポコストが相まって、レバレッジ保有者が得る正味キャリーを決定する。

このように本ベンチマークは、価格評価の基準であると同時にヘッジ手段であり、かつ担保資産として機能する。

2000-01-04から2026-06-10までの6543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5年国庫債額面利回りが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 = 0.2044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 = 0.1268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変化点は見いだされず、これはAndrews (1993)のパラメータ不安定性の推論と整合する。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 = 78.81とQ = 120.48、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13.44、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)。