韓国 市場内包予想政策金利・次回会合

市場内包の予想政策金利とは、債券市場の価格付けが今後一〜三回の金融通貨委員会会合について示唆する韓国銀行基準金利の経路である。調査や時系列モデルからではなく、フォワード曲線から直接読み取る。

本計測はタームプレミアムを除去している。アフィン期間構造モデルで当てはめたフォワードレートをリスク中立成分とタームプレミアムに分解すると以下のようになる。

ここで $f^Q_t(\tau)$ はリスクの市場価格をゼロに置いたリスク中立フォワードレートであり、$\text{TP}_t(\tau)$ はタームプレミアムである。報告される経路は後者を捨てて前者のみを各会合区間にわたって積分した期待仮説成分であり、物理的測度の下での将来短期金利の予想平均に相当する（Adrian, Crump, and Moench 2013）。これ以外の調整は複利化による凸性補正のみであり、これはリスクプレミアムではない。

予想政策金利の上昇は市場が今後の基準金利引き上げを価格に織り込んでいることを意味し、低下は利下げ期待を意味する。ただしこの値は本プラットフォームの予測ではなく記述的な市場の価格付けであり、各会合は25bpの決定グリッド上の完全な分布として表現される。次回会合のヒストグラムは三つのホライズンのうち最も注目されながら最も鋭くないという性質を持ち、この点はバックテストが明示的に示す。

（1）ターム・プレミアム除去. 日次のゼロクーポン曲線を Adrian, Crump, and Moench (2013) のアフィン期間構造モデルで当てはめ、推定したリスクの市場価格をゼロに置いてリスク中立フォワード曲線を再計算することで、タームプレミアムを含まない予想政策経路フォワードを得る。

（2）会合間内包金利. 各金融通貨委員会区間について瞬間フォワードレートを積分し指数化して単利に直すことで、フォワードレートを算術平均するのではなく Jensen の凸性補正を厳密に適用する（Piazzesi and Swanson 2008）。

（3）確率ツリー. CME FedWatch の構築に従い、連続する会合間の予想変化を、これを挟む二つの25bp水準に線形補間で配分する整数部・仮数部の手順を行い、各会合の分布を Markov 畳み込みで連鎖させることで、累積確率を各水準に到達するすべての経路にわたる和とする（Kuttner 2001; Krueger and Kuttner 1996）。

（4）バックテスト. 韓国の標本はおよそ五分の四が据え置きであり、精度のみでは情報量に乏しいため、予測力は素朴なベンチマークに対して計測する。点予測は二乗平均平方根誤差と、Harvey, Leybourne, and Newbold (1997) の小標本補正を加えた Diebold and Mariano (1995) 検定により、常時据え置きのランダムウォークと自己回帰モデル、すなわち Gürkaynak, Sack, and Swanson (2007) のベンチマークに対して比較する。確率予測は、Murphy (1973) が信頼度・分解能・不確実性に分解した Brier (1950) スコアにより採点し、分解能を決定的な項とし、また無条件基準率に対する改善度により採点するもので、これは Gneiting, Balabdaoui, and Raftery (2007) のキャリブレーションと鋭さのパラダイムである。

（5）開示する代替. 韓国にはフェデラルファンド金利型の先物が存在しないため、リスク中立フォワードレートが先物ストリップを代替し、日次の終値対終値ウィンドウが日中の建値を代替し、タームプレミアム分解は市場の建値から読み取るのではなくモデルベースで行う（Bauer and Swanson 2023）。

予想政策の価格付けが経済にとって重要なのは、生産とインフレが現行金利の水準のみならず予想される政策経路とそのサプライズにも反応するためである（Woodford 2003; Bernanke and Kuttner 2005）。期待経路は現代の伝達において中心的であり、将来経路についてのガイダンスが長期金利と期待を通じて活動を動かす（Eusepi and Preston 2010; Campbell et al. 2012）。実現した決定とこの予想との差であるサプライズ引き締めは、Gertler and Karadi (2015) の高頻度識別において借入コストを高め生産と物価を低下させ、これは Kuttner (2001) のサプライズ起点の金利効果や Romer and Romer (2004) のナラティブな説明と整合的である。

市場価格から予想政策経路を復元することは確立された伝統である。短期資金市場と先物の価格は政策確率に関する情報を内包しており（Poole and Rasche 2000; Söderström 2001）、先物ベースの予想政策の計測は他の変数を加えても予測力がほとんど増えないという意味で効率的である（Krueger and Kuttner 1996）。ただし原先物と原フォワードレートは小さな時変プレミアムを内包したリスク調整済みの予測であるため（Piazzesi and Swanson 2008）、それを除去すると Gürkaynak (2005) と Bernanke and Kuttner (2005) が関心の対象とするより純粋な予想が得られる。

この予想は構造的な予測ではない。公表はスタンスのみならず見通しに関する民間の信念をも動かすものであり、これは Nakamura and Steinsson (2018) の情報効果であって、Gürkaynak, Sack, and Swanson (2005) は現行金利の即時サプライズを予想経路の修正から分離し、後続の研究はこの経路成分でフォワードガイダンスの効果を測定する（Swanson 2021）。コミュニケーションは市場がどこまで先まで政策を読めるかを形づくり（Blinder et al. 2008）、Hanson and Stein (2015) は予想経路が遠い先の実質フォワードレートにまで伝達することを示す。

韓国についての本系列の誠実な用途は、市場が政策の向かう先をどう見ているか、また各決定がその予想に対してどう着地するかの目安とすることである。バックテストは、予想がすべてのホライズンで真の情報を持ち長いホライズンで素朴な時系列ベンチマークを上回ること、そして韓国銀行の予測可能性が高まるにつれてその予測力が改善してきたこと、すなわち Lange, Sack, and Whitesell (2003) が記録した見通しの伸長を示す。これは推奨ではなく記述的な市場の価格付けである。

債券・金利トレーダーは予想政策経路を絶えず価格に織り込んでおり、それに対するサプライズへの市場の反応は大きく、よく知られている。サプライズ引き締めは債券利回りを高め株価を低下させ（Kuttner 2001; Cook and Hahn 1989; Bernanke and Kuttner 2005）、短期ゾーンは主に現行金利サプライズに反応する一方で、長期満期は予想経路の修正に反応する（Gürkaynak, Sack, and Swanson 2005）。

予想経路は次回の決定を超えた満期まで価格を左右するため、デュレーション管理者にとって重要である。政策ニュースはタームプレミアムを通じて遠い先の実質フォワードレートを動かし（Hanson and Stein 2015）、先物内包の予想は時系列モデルよりも政策金利をよく予測するもので、これは本プラットフォームが韓国について検定する結果である（Gürkaynak, Sack, and Swanson 2007）。予定された会合の前後では、資産価格が公表リスクを負うことへの対価としてプレミアムを帯びて実現リターンが高まり（Savor and Wilson 2013; Lucca and Moench 2015; Ai and Bansal 2018）、株式反応のクロスセクションは価格の粘着性に応じて異なる（Gorodnichenko and Weber 2016）。

この分布は、会合を控えたポジショニングや、市場の動きがどれだけ既に価格に織り込まれているかを読むための記述的な入力であって、取引シグナルではない。日次ウィンドウは当日の金融政策以外のニュースの一部を計測に混入させ（Cieslak and Schrimpf 2019）、次回会合のヒストグラムは変動幅について自信過剰であるため、本系列は単独で読むよりも本プラットフォームのタームプレミアム・通貨スワップベーシス・金融状況の指標と並べて読むのが最善である。

KRMPR1は次回先の金融政策委員会会合における市場が織り込む予想政策金利であり、暦時間ではなく会合の確定時点で評価される事象索引系列であるため、その評価対象は予想金利水準ではなく会合確定時点の予測誤差であって、水準に対する零平均検定は自明に棄却される。拡張Dickey and Fuller (1979)回帰、Phillips and Perron (1988)検定、KPSS検定 (Kwiatkowski et al. 1992)からなる暦の単位根バッテリーと暦上のBai and Perron (1998)分断探索およびHylleberg et al. (1990)系統の季節検定は、参照分布が固定した暦間隔を前提とする事象索引には適用しない (Kuttner 2001; Gurkaynak, Sack, and Swanson 2005; Ghysels and Osborn 2001)。

予測誤差の対象では、マルティンゲール差分のt検定は体系的バイアスを検出せず、平均誤差0.004、素のt値0.39でp = 0.70、Newey and West (1987)の事象順序頑健なt値0.26でp = 0.79を与え、正確な符号検定も263件の誤差中147件が正でp = 0.064で一致する。会合ラグの事象時間Ljung and Box (1978)ポートマントーは第一ラグで59.83、五ラグまでで88.60をそれぞれp = 0.000で棄却するため、次回会合の誤差は平均では不偏だが事象時間では系列依存的である。

会合水準の確率ツリーは実現した決定に対してBrier (1950)スコアで採点され、そのMurphy (1973)分解は情報内容を担う判別項を分離し、

無条件の基準率に対する技量は技量スコア$\text{BSS} = 1 - BS/BS_{\text{ref}}$で測る。263回の決定全体で判別は$\text{RES}=0.05$と有意に正であり会合水準のブートストラップpは0.000であって、ツリーは実現する変動が起きる前に確率をその変動側へ移すが、次回会合では保留の多い基準率に勝てず、技量スコアは$\text{BSS}=-0.25$でブートストラップ区間が$-0.58$から$-0.02$までと零を下回る。137回の決定の2012年以降の窓では判別は$\text{RES}=0.10$へ上がり技量スコアは$\text{BSS}=+0.05$と正に転じるが、ブートストラップ区間が$-0.36$から$0.31$までと依然として零をまたぐため、次回会合の期間は基準率と統計的に区別されず中程度の信頼度バッジを受ける。

263回の決定の五分の四が保留であったため精度のみでは情報がなく判別項と基準率に対する技量が読みを担い、次回会合の分布は構造的に点予測の二点両側またぎであって方向には情報があるが大きさには自信過剰である (Mincer and Zarnowitz 1969)。技量は全標本から2012年以降と2017年以降の窓へ上昇する一方でベンチマークの難度はおおむね一定であり、これは韓国銀行の透明性の拡大に沿うものであって、この作業は記述的な事象研究の評価であり予測ではない (Conover 1999)。