韓国通貨安定証券91日物利回り

KRMSBは、91日物の通貨安定証券の最終利回りをいかなる変換も経ずに観測されたまま記録した原系列であり、投資家がこの短期の流動性吸収証券を3か月の償還まで保有することで得る年率収益を指す。最終利回りは、証券価格を償還代金の現在価値に等しくする単一の割引率である（Macaulay 1938）。91日物は途中の利札を持たないため、その提示利回りは割引関数の意味で3か月のゼロクーポン・スポット金利と一致する（McCulloch 1971, 1975）。

この値は期間構造の最も短い短期領域に位置する（Hicks 1939）。その水準は、水準ファクターと、公開市場操作を通じて通貨当局が固定する運営目標金利とによって共に支配される（Nelson and Siegel 1987; Bindseil 2004; Borio 1997）。さらにこの値は無担保翌日物金利および有担保レポ金利と密接に連動するため、記録された91日物の数値は長期金利ではなく短期金融市場に近い利回りである（Hamilton 1996; Bartolini, Bertola, and Prati 2002; Duffie 1996）。

したがってこの値は、日次で直接測定された短期満期の国債型利回りであり、当てはめや平滑化された構成物ではなく、KREDが保存する原始的な観測値である（Gürkaynak, Sack, and Wright 2007）。

KREDはKRMSBにいかなる変換も施さず、提示された利回りを日次でそのまま保存するため、方法論はそのような数値が生じる測定基盤のみに限られる。この利回りは、債券の償還価値を市場価格へ割り引く内部収益率である（Macaulay 1938）。91日物の割引証券の場合、この値は利付債価格から復元されるゼロクーポン割引関数曲線上の一点に帰着し、その復元は3次スプライン構成とその税調整による精緻化に従う（McCulloch 1971, 1975）。

クリーンな短期満期利回りを読み取る連続割引曲線は、複数の方法で同等に当てはめることができる。指数スプライン法、簡潔な水準・傾き・曲率の形、あるいはその二山拡張がその例である（Vasicek and Fong 1982; Nelson and Siegel 1987; Svensson 1994）。これら代替的な構成は、短期満期において極めて近いゼロクーポン推定値を与える（Bliss 1997）。

平滑化されたオフザラン価格から任意満期のパー・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順は、確立された曲線当てはめの慣行に従う（Gürkaynak, Sack, and Wright 2007）。ゼロクーポン金利の期間構造全体の利用と、3か月の時点を将来の期待短期金利と結ぶフォワードレート分解とが、その理論的根拠を成す（Fisher and Weil 1971; Hicks 1939）。KREDはこれらの手順のいずれも行わず、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せず、既に測定された利回りを再推定せずに記録するにすぎない。

91日物の通貨安定証券利回りは、金融調節の流動性吸収部門の費用であり、短期金融市場の基準指標として読まれる。こうした短期の中央負債は超過準備を吸収する不胎化手段であるため、その利回りは当局が翌日物金利を目標近傍に保つために支払う限界価格を映し出す（Bindseil 2004; Borio 1997）。これは翌日物金利を目標へ誘導する機構であり、流動性効果と準備積立の仕組みを反映する（Bartolini, Bertola, and Prati 2002; Hamilton 1996）。

この数値は無担保翌日物金利と有担保レポ金利より一段外側に位置する（Furfine 1999; Duffie 1996）。したがって91日物利回りがそれら翌日物金利に対して持つスプレッドは、期待・流動性プレミアムの論理のもとで今後の政策変更への短期的期待を捉える（Hicks 1939）。

この短期の水準ファクターの動きは政策スタンスを要約し、より広い曲線に内在する日次の短期金利期待へとつながる（Nelson and Siegel 1987; Gürkaynak, Sack, and Wright 2007）。こうした資金市場金利が景気と連動してきた歴史は、長期にわたる測定記録へと遡る（Macaulay 1938）。

市場参加者にとって91日物利回りは、曲線の短期領域における割引と評価の基礎単位である。ゼロクーポンに近い短期割引債の提示利回りは3か月のスポット金利であるため、短期のキャッシュフローを直接価格づけて割り引く（McCulloch 1971, 1975）。曲線全体を当てはめて比較する際、この値が短期ノードを固定する（Nelson and Siegel 1987; Svensson 1994; Vasicek and Fong 1982; Bliss 1997）。

短期ポジションの金利リスクは、デュレーション概念と期間構造イミュニゼーションにより管理され、いずれの方法も正確に観測された短期利回りを必要とする（Macaulay 1938; Fisher and Weil 1971）。

この数値は資金調達と担保の基準としても機能する。レポの特殊性と翌日物資金調達のミクロ構造がポジション保有費用を支配するため、デスクは曲線から算出した任意満期のフォワードレートとフォワード分解を用いて短期金利エクスポージャーをヘッジする（Duffie 1996; Furfine 1999; Gürkaynak, Sack, and Wright 2007; Hicks 1939）。このように、独立したシグナルというよりも資金市場評価の構成要素である。

2006-09-25から2026-06-10までの4877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、単位根の検定群は通貨安定証券利回りが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 = 0.4674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 = 0.8828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2020-06-03、2023-05-31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 = 635.59とQ = 1126.92、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130.47、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)。