韓国信用融資残高時価総額比率

韓国投資家センチメント・スイートは、月次のトップダウン型Baker-Wurglerセンチメント合成指数(KRSENT)を、二つの強度変換の同伴指標、すなわち信用融資強度(KRMARGIN)と外国人純買い越し強度(KRFFLOW)とともに示す。KRSENTはBaker and Wurgler (2007)の縮約形トップダウン・ゲージであり、個々の行動をボトムアップにモデル化したものではなく、標準化した韓国の投資家需要プロキシのパネルの第一主成分である。予測ではなく記述的なポジショニング・ゲージとして公表する。

合成指数は選択された標準化プロキシの第一主成分である。

ここで$s_{j,t}$は景気循環を除去し標準化しタイミングを選択したプロキシ$j$、$w_j$はその最終負荷、$N = 4$である。凍結された韓国パネルは売買回転率、信用融資強度、個人純買い越し強度、顧客預り金増加率を収め、いずれも投資家需要または投資家行動の尺度として、高い値ほど強気となるよう向きを揃える（Baker and Wurgler 2006; Byun and Kim 2013）。

韓国パネルが収め得ないものは糊塗せず開示する。Baker and Wurglerの最もクリーンな一般プロキシである閉鎖型ファンド・ディスカウントは恒久的に除外する。韓国には、そのディスカウントが米国で担う個人投資家センチメントの信号を担い得る機関型の閉鎖型株式ファンド市場が存在しないためである（Lee, Shleifer, and Thaler 1991）。配当プレミアムと二つの新規株式公開プロキシは無料データの段でドロップする。配当・無配当の評価パネルも発行の材料も、捏造なしに公開の出所から取得できないためである（Baker and Wurgler 2007; Chung, Kim, and Park 2017）。パネルを四プロキシの下限に保つため、顧客預り金増加率が新規株式公開件数を代替する。これはBaker and Wurgler自身の候補一覧とByun and Kim (2013)の韓国適用が裏づける代替であり、その結果パネルは企業の供給反応の構成員を収めず、もっぱら投資家需要と投資家行動によって駆動される（Stambaugh, Yu, and Yuan 2012; De Long et al. 1990）。

二つの同伴指標は推定を伴わない単一式の強度変換である。KRMARGINは時価総額に対する月末信用融資残高の比率でレバレッジ・センチメントを読み（Byun and Kim 2013）、KRFFLOWは前月末時価総額でスケールした月次外国人純買い越しフローで、外国人投資家文献の国境を越える資金フローを読む（Choe, Kho, and Stulz 1999; Richards 2005; Froot, O'Connell, and Seasholes 2001）。三系列はいずれも予測信号を発するのではなく、韓国の個人と国境を越えるポジショニングを記述する（Yang 2017; Ryu, Ryu, and Yang 2020）。

KRSENTはBaker and Wurgler (2006)の二段階主成分構築に従い、負荷・直交化・標準化を毎回、固定した全標本で再推定する。

(1) 景気循環の直交化. 各生プロキシを三つの回帰変数から成る韓国のコントロール集合に回帰し、その残差、すなわち主要な景気循環効果と独立な、より清浄なプロキシで置き換える（Baker and Wurgler 2006）。

コントロールは鉱工業生産の伸び、Baker and Wurglerの三つの消費項目を代替する小売販売の伸び、そして基準循環の景気後退指標であり、五つの回帰変数から成るJournal of Financeのコントロール一覧を三つのブロックに写像したもので、雇用は欠落コントロールの検定が発動する場合にのみ追加する（Baker and Wurgler 2007）。

(2) 標準化. 各清浄化プロキシを固定標本で平均0、分散1に標準化する。

(3) 第一段階指数. 標準化プロキシとその12か月ラグに対して第一主成分を取り、これはBaker-Wurglerの1年ラグを月次データへ運んだものである（Baker and Wurgler 2007）。

(4) リード・ラグの選択. 各プロキシについて同時点の列またはその12か月ラグのうち、第一段階指数との絶対相関がより高い方を残し、これはBaker-Wurglerのタイミング規則の向き不変な読みである。

(5) 最終指数・符号・尺度. 公表指数は選択された列の第一主成分で、負荷ベクトルが事前の強気符号を最大数一致させるよう符号を反転させ、同数のときは売買回転率を正に、次いで信用融資強度を正にして定め、分散1に再スケールする（Baker and Wurgler 2006）。

閉鎖型ファンド・ディスカウントと新規株式公開プロキシがドロップされた後、パネルには企業の供給反応プロキシが残らないため、合成指数はもっぱら投資家需要と投資家行動の尺度から構築される（Lee, Shleifer, and Thaler 1991; Chung, Kim, and Park 2017）。生プロキシから作った未清浄の同伴指数を直交化ヘッドラインとともに公表し、両者はほぼ同一であるが、これはBaker and Wurglerが双方を報告する流儀である（Baker and Wurgler 2006）。この構築はHuang et al. (2015)のリターン予測型の部分最小二乗センチメント指数ではなく主成分合成指数であり、後者は取得可能な実装がないためここでは作らず、欠落した頑健性の同伴指標としてのみ言及し（Bouteska, Sharif, and Abedin 2024）、その測定の系譜はGreenwood and Shleifer (2014)とStambaugh, Yu, and Yuan (2012)に連なる。

(6) 二つの同伴変換. KRMARGINは推定を伴わない純粋な比率で、同一時点の月末時価総額に対する月末信用融資残高$M_t$である。

その分子はコスピとコスダックの両市場を包含する市場全体の信用融資残高である一方、取得可能な時価総額はコスピ市場のみであるため、水準は真の市場全体の強度に対して膨らむが動学は有効であり、この範囲の不一致は市場の分割を捏造して埋めるのではなく開示する（Byun and Kim 2013）。KRFFLOWも純粋な比率で、前月末時価総額に対する日次コスピ部分の外国人純買い越しの暦月合計$F_{[t]}$であり、これはRichards (2005)の市場別スケーリングである。

直前期の分母はフロー自身が動かした時価総額でフローをスケールする機械的な同時性を避け、分子はコスピ部分のみであってコスダック外国人フロー部分は除外しその除外を開示するが、これは外国人資金フロー文献の範囲一貫の市場別比率である（Choe, Kho, and Stulz 1999; Froot, O'Connell, and Seasholes 2001）。

投資家センチメントが資産価格にとって重要なのは、ファンダメンタルズから切り離された信念に基づいて取引する一群が存在し、彼らのミスプライシングが課すリスクが、それを是正するはずの裁定を思いとどまらせるからである。De Long et al. (1990)のノイズトレーダーの説明では、相関したセンチメントはそれ自体が価格に織り込まれるリスクであり、Shleifer and Vishny (1997)は、短い期間で他人の資金を運用する合理的裁定者がこれに十分に逆らえない理由を示す。Baker and Wurgler (2006)は本スイートが適用する合成指数を構築し、センチメント・アノマリー文献は、幅広い断面リターン・アノマリーが高センチメント局面に集中することを記録する（Stambaugh, Yu, and Yuan 2012; Greenwood and Shleifer 2014）。

KRSENTはこの文献を韓国について記述的に読む。韓国は個人投資家が直接に取引し、需要側のセンチメント・ゲージが明瞭に読める市場である。韓国のセンチメント文献は、個人の取引・売買回転率・信用レバレッジを投機局面に繰り返し結びつけてきた（Byun and Kim 2013; Yang 2017; Ryu, Ryu, and Yang 2020; Yang and Ryu 2021）。合成指数はその年代記を追跡する。2020年から2021年にかけて前例のない家計の参加を市場へ導いた個人投資家の熱狂（トンハク・アリ）の頂点である2022年1月に標本最大値+4.0616標準偏差まで上昇し、その熱狂が始まったパンデミック・ショックの底である2020年3月に標本最小値−0.31に位置する（Choe, Kho, and Stulz 1999）。

KRSENTは消費者心理の言い換えではない。韓国銀行の消費者心理調査との相関は−0.078であり、したがって別の対象を、すなわち家計調査が報告するムードではなく投資家自身の取引に表れたポジショニングを測る（Baker and Wurgler 2007）。本系列の誠実な用途は、韓国の個人と国境を越えるポジショニングが自らの歴史に対してどこにあるかの記述であり、リターン予測的な解釈はここでは本系列に付与せず、その範囲は統計的検定が余さず示す（Lee, Shleifer, and Thaler 1991; Park 2024）。

運用デスクにとって本スイートは売買シグナルではなく、ポジショニングと監視のパネルである。KRSENTは韓国の個人需要が自らの歴史に対してどれほど伸びているかを要約し、二つの同伴指標がその判読を分解する。KRMARGINはレバレッジ経路、すなわち投資家がポジションを担保に借り入れた信用融資残高を読み、韓国の実証研究はこれを循環の投機局面に結びつけている（Byun and Kim 2013）。KRFFLOWは国境を越える経路、すなわち市場規模でスケールした外国人純買い越しを読み、その持続性とリターンとの同時的関係を外国人フロー文献は詳細に描いてきた（Choe, Kho, and Stulz 1999; Richards 2005; Froot, O'Connell, and Seasholes 2001）。

このゲージが許す枠組みは予測ではなく歴史的な随伴である。高まったセンチメントは合成指数が年代づけた局面に随伴しており、範囲上端付近の判読は、市場が以前に到達したポジショニングを知らせる監視情報であって、逆張りのエントリー・シグナルではない。この慎重さの根拠は裁定の限界の伝統であり、センチメントは長く伸びたまま留まりさらに伸びうるため、これに逆らうこと自体が危ういからであり（Shleifer and Vishny 1997; De Long et al. 1990; Greenwood and Shleifer 2014）、合成指数についてリターン予測的な解釈はここでは主張しない（Stambaugh, Yu, and Yuan 2012）。

各系列は互いに、そして本プラットフォームの他のゲージとともに読むのが最善である。主にKRMARGINが牽引する高いKRSENTはレバレッジ主導の上昇であり、KRFFLOWが牽引するものは外国人フロー主導の上昇で、両者の巻き戻しは異なる（Baker and Wurgler 2006; Byun and Kim 2013）。合成指数は歴史が改定される全標本の構築物であるため、期間間の水準比較は近似的であり、同伴指標は生の比率であるため期間間の判読がより安定的である（Baker and Wurgler 2007; Yang and Ryu 2021）。

KRMARGINは月末のストック比率の水準で、コスピ時価総額に対する信用融資残高の比率であり推定を伴わない純粋変換で、構築によって固定されたのではなく長期の和分次数が開かれた実証問題である緩慢なマクロ金融のレバレッジ比率として扱う (Drehmann and Juselius 2012; Byun and Kim 2013)。単位根プロトコルは定数とトレンドを置き水準に対して誠実な判読で実施する。

2003-01から2026-06までの282か月に対して単位根の判読は曖昧である。拡張Dickey-FullerとPhillips-Perron検定はともにp = 0.415とp = 0.576で単位根の棄却に失敗しKPSS検定はp = 0.092でトレンド定常性を棄却しないため、水準検定は境界で不一致であり明確な和分次数は付与せず、これは有限標本のトレンド的なレバレッジ比率に整合する曖昧さである (Said and Dickey 1984; Phillips and Perron 1988; Kwiatkowski et al. 1992; Ng and Perron 2001)。そうした境界の判読にはDickey-Fuller一般化最小二乗の精緻化が留保される (Elliott, Rothenberg, and Stock 1996)。水準の1階の自己相関は0.9834であり含意される半減期は約41.40か月で、記述的な持続性の要約であって和分の主張ではない。系列依存と変化点の診断は1階の階差に対して読むが、これは和分の可能性がある水準に対するポートマントーや変化点探索が準単位根の自己相関と見かけの分割を読むためである。Ljung and Box (1978)のポートマントーは階差系列に対してラグ12と24で白色雑音の棄却に失敗しQ = 9.62116とQ = 30.11940、p = 0.649とp = 0.181であり、Bai and Perron (1998)の手続きをBai and Perron (2003)のアルゴリズムで適用すると階差系列の平均において変化点を見いださない (Perron 1989)。

公表される強度は開示された範囲の不一致を持つ。分子はコスピとコスダックの両市場を包含する市場全体の信用融資残高である一方、分母はコスピ時価総額のみであり、これは無料のコスダック時価総額系列が存在しないためで、したがって水準は真の市場全体の強度に対して膨らむが動学は有効である (Byun and Kim 2013)。系列は想定された季節量を持たない月末ストック比率であるため、季節単位根・季節定常性の検定は適用されず実施しない (Hylleberg et al. 1990; Canova and Hansen 1995; Ghysels and Osborn 2001)。階差の無変化点の結果と282か月の有限標本は、安定性の判読を強い言明ではなく弱い言明とする。