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ticker: "KRREER"
title: "韓国 実質実効為替レート"
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frequency: "四半期"
source: "Bank for International Settlements (2006)"
release: "四半期算出"
category: "為替レート"
country: "KR"
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# 韓国 実質実効為替レート

## 概要

ウォンの実質的な対外購買力と交易競争力を交易加重で測る指数です。

## 主要数値

|  | 値 | 日付 |
|---|---|---|
| 最新値 | 84.27 | 2026-06-30 |
| 前回比 | -1.92 | 2026-03-31 |
| 1年前比 | -6.99 | 2025-06-30 |
| 収録期間中の最高 | 124.29 | 2006-12-31 |
| 収録期間中の最低 | 79.95 | 2009-03-31 |
| 収録期間 | 2000-12-31 – 2026-06-30 |  |
| 観測値数 | 103 |  |

## 直近の観測値

| 日付 | 値 | 変化 |
|---|---|---|
| 2000-12-31 | 101.87 |  |
| 2001-03-31 | 95.24 | -6.63 |
| 2001-06-30 | 95.63 | +0.39 |
| 2001-09-30 | 96.79 | +1.16 |
| 2001-12-31 | 97.15 | +0.36 |
| 2002-03-31 | 97.40 | +0.25 |
| 2002-06-30 | 100.65 | +3.25 |
| 2002-09-30 | 104.19 | +3.54 |
| 2002-12-31 | 102.76 | -1.43 |
| 2003-03-31 | 102.83 | +0.07 |
| 2003-06-30 | 100.84 | -1.99 |
| 2003-09-30 | 103.92 | +3.08 |
| 2003-12-31 | 100.46 | -3.47 |
| 2004-03-31 | 100.34 | -0.12 |
| 2004-06-30 | 102.57 | +2.23 |
| 2004-09-30 | 103.95 | +1.39 |
| 2004-12-31 | 106.45 | +2.50 |
| 2005-03-31 | 113.55 | +7.10 |
| 2005-06-30 | 116.64 | +3.09 |
| 2005-09-30 | 115.50 | -1.14 |
| 2005-12-31 | 115.89 | +0.38 |
| 2006-03-31 | 122.34 | +6.46 |
| 2006-06-30 | 123.68 | +1.34 |
| 2006-09-30 | 123.54 | -0.14 |
| 2006-12-31 | 124.29 | +0.75 |
| 2007-03-31 | 123.55 | -0.74 |
| 2007-06-30 | 123.58 | +0.04 |
| 2007-09-30 | 121.77 | -1.82 |
| 2007-12-31 | 118.52 | -3.25 |
| 2008-03-31 | 110.51 | -8.01 |
| 2008-06-30 | 102.46 | -8.05 |
| 2008-09-30 | 99.92 | -2.54 |
| 2008-12-31 | 81.28 | -18.64 |
| 2009-03-31 | 79.95 | -1.33 |
| 2009-06-30 | 87.78 | +7.83 |
| 2009-09-30 | 88.99 | +1.21 |
| 2009-12-31 | 92.13 | +3.14 |
| 2010-03-31 | 95.59 | +3.46 |
| 2010-06-30 | 95.58 | -0.01 |
| 2010-09-30 | 92.78 | -2.80 |
| 2010-12-31 | 93.52 | +0.74 |
| 2011-03-31 | 94.46 | +0.95 |
| 2011-06-30 | 95.50 | +1.03 |
| 2011-09-30 | 95.49 | -0.01 |
| 2011-12-31 | 91.81 | -3.68 |
| 2012-03-31 | 93.04 | +1.23 |
| 2012-06-30 | 92.06 | -0.97 |
| 2012-09-30 | 94.00 | +1.93 |
| 2012-12-31 | 96.51 | +2.51 |
| 2013-03-31 | 98.29 | +1.78 |
| 2013-06-30 | 95.74 | -2.55 |
| 2013-09-30 | 97.57 | +1.83 |
| 2013-12-31 | 100.83 | +3.26 |
| 2014-03-31 | 101.26 | +0.43 |
| 2014-06-30 | 105.19 | +3.92 |
| 2014-09-30 | 105.89 | +0.70 |
| 2014-12-31 | 102.64 | -3.25 |
| 2015-03-31 | 105.68 | +3.04 |
| 2015-06-30 | 105.93 | +0.26 |
| 2015-09-30 | 101.22 | -4.71 |
| 2015-12-31 | 103.28 | +2.05 |
| 2016-03-31 | 100.26 | -3.02 |
| 2016-06-30 | 101.31 | +1.06 |
| 2016-09-30 | 105.37 | +4.06 |
| 2016-12-31 | 104.73 | -0.64 |
| 2017-03-31 | 106.91 | +2.18 |
| 2017-06-30 | 107.05 | +0.14 |
| 2017-09-30 | 104.51 | -2.54 |
| 2017-12-31 | 106.12 | +1.62 |
| 2018-03-31 | 106.31 | +0.18 |
| 2018-06-30 | 107.14 | +0.83 |
| 2018-09-30 | 107.06 | -0.08 |
| 2018-12-31 | 107.39 | +0.33 |
| 2019-03-31 | 105.42 | -1.97 |
| 2019-06-30 | 102.22 | -3.20 |
| 2019-09-30 | 100.26 | -1.97 |
| 2019-12-31 | 101.30 | +1.05 |
| 2020-03-31 | 99.63 | -1.67 |
| 2020-06-30 | 98.93 | -0.70 |
| 2020-09-30 | 98.93 | -0.01 |
| 2020-12-31 | 102.51 | +3.58 |
| 2021-03-31 | 101.91 | -0.60 |
| 2021-06-30 | 101.76 | -0.15 |
| 2021-09-30 | 99.17 | -2.59 |
| 2021-12-31 | 97.91 | -1.26 |
| 2022-03-31 | 96.88 | -1.03 |
| 2022-06-30 | 96.86 | -0.02 |
| 2022-09-30 | 94.55 | -2.31 |
| 2022-12-31 | 94.40 | -0.15 |
| 2023-03-31 | 97.00 | +2.59 |
| 2023-06-30 | 95.28 | -1.72 |
| 2023-09-30 | 97.88 | +2.60 |
| 2023-12-31 | 98.27 | +0.39 |
| 2024-03-31 | 97.23 | -1.04 |
| 2024-06-30 | 95.47 | -1.76 |
| 2024-09-30 | 94.72 | -0.75 |
| 2024-12-31 | 92.95 | -1.77 |
| 2025-03-31 | 90.88 | -2.07 |
| 2025-06-30 | 91.26 | +0.38 |
| 2025-09-30 | 90.86 | -0.40 |
| 2025-12-31 | 87.62 | -3.24 |
| 2026-03-31 | 86.19 | -1.43 |
| 2026-06-30 | 84.27 | -1.92 |

## 定義

韓国の実質実効為替レートは、交易加重通貨バスケットに対するウォンのBIS広義CPIデフレート指数であり、値が高いほどウォンの実質増価を意味する（Bank for International Settlements 2006; Klau and Fung 2006）。ファンダメンタルズ整合的水準はこのレートを同時点のマクロ経済ファンダメンタルズに結びつけた条件付適合値であり、乖離は観測レートがその整合的水準から離れた度合いを百分率で表したものである。

利用可能な標本では、ウォンの実質レートはこれらのファンダメンタルズと統計的に検証された長期関係を持たない。したがって整合的水準は、線形の関連という維持仮定の下で現在のファンダメンタルズと整合的な実質レート、すなわち条件付適合値として報告するものであり、レートが回帰すると期待される均衡水準でもミスアラインメント（misalignment）の指標でもない。そうした長期関係の不在は、為替レートとマクロ経済ファンダメンタルズの間のよく知られた断絶である。

乖離の正の値は各時点でウォンがファンダメンタルズに比して割高であること、負の値は割安であることを記述的に示すものであり、その距離が縮まるという予測ではなく、現在のレート水準を解釈するための指標である。

## 算出方法

ファンダメンタルズ整合的水準と乖離は同時点のファンダメンタルズに対する誘導形回帰で算出し、変数構築・長期関係検定・条件付推定の3段階に従う。

**(1) 変数構築.** 対数実質実効為替レートを被説明変数とし、ファンダメンタルズはバラッサ・サミュエルソン代理変数である対数相対消費者・生産者物価比（Balassa 1964; Samuelson 1964; Égert 2002）、GDP比の対外純資産（Lane and Milesi-Ferretti 2007）、対数交易条件、10年事前的実質金利差から構成する。各系列の和分次数はADF・KPSS・フィリップス・ペロン検定で分類し、いずれも2次和分でないことを確認する。

**(2) 長期関係検定.** 長期関係の存否は単一の統計量ではなく検定群で評価する。パントゥラ原則で選択したJohansen (1991, 1995) のトレース・最大固有値検定、MacKinnon (1996) およびPhillips and Ouliaris (1990) の臨界値に照らして評価するEngle and Granger (1987) の残差ベース検定、Pesaran, Shin, and Smith (2001) の自己回帰分布ラグ限界検定を併せて適用する。誤差修正係数はBanerjee, Dolado, and Mestre (1998) の分布に照らして判断し、標本が要する場合は小標本限界値（Narayan 2005）も併せて用いる。ウォンの場合、検定群は検証された関係を検出せず、これはGranger and Newbold (1974) の見せかけの回帰の警告と整合する。

**(3) 条件付推定.** 条件付係数は動的最小二乗（Stock and Watson 1993）で推定し、完全修正最小二乗（Phillips and Hansen 1990）でクロスチェックする。ファンダメンタルズ整合的水準は適合値の逆対数である。乖離は観測対数レートと適合対数レートの差に100を乗じた値である。寄与は適合値をファンダメンタルズ別に分解して算出する。

## 経済学での応用

ファンダメンタルズ整合的水準の算出に用いる変数は、実質為替レートの標準的な長期決定要因である。相対生産性は非貿易財の相対価格を高めバラッサ・サミュエルソン経路で実質レートを増価させる傾向があり（Balassa 1964; Samuelson 1964）、対外純資産は異時点間予算制約と移転問題を通じて作用し（Obstfeld and Rogoff 1995; Lane and Milesi-Ferretti 2002; Gourinchas and Rey 2007）、交易条件と実質金利差は所得効果とポートフォリオ効果を捉える（Edwards 1989; Chinn and Prasad 2003）。

ファンダメンタルズ整合的水準は、実質為替レートを同時点のマクロ経済ファンダメンタルズに結びつける誘導形の伝統に立脚する。この伝統は実質レートを上記のファンダメンタルズに回帰し（Clark and MacDonald 1998）、購買力平価のベンチマークとその留保条件を拡張する（Nurkse 1945; Edwards 1989; Hinkle and Montiel 1999）。同じ目的をもつマクロバランス・構造的アプローチとも並立し（Williamson 1994; Driver and Westaway 2004; MacDonald 2007; Égert, Halpern, and MacDonald 2006）、その大規模な国際的実装の一つがCouharde et al. (2018) のデータベースである。

韓国は、符号の正しい適合が必ずしもレートが回帰する水準ではない理由を物語る示唆に富む事例である。標本期間に対外純資産は大幅な黒字へ上昇した一方で、実質レートは減価し、教科書的な移転効果とは逆であった。これは1997〜98年危機後の予備的な外貨準備蓄積と高い国民貯蓄に整合的である（Aguirre and Calderón 2005; Rodrik 2008; Bénassy-Quéré, Béreau, and Mignon 2010）。ファンダメンタルズに基づく実質レートモデルの実証的脆弱性自体がよく記録されており（Razin and Collins 1997; Cheung, Chinn, and Pascual 2005; Catão and Milesi-Ferretti 2014）、対外部門評価はそうした推定値の周囲に広い区間を報告する（Phillips et al. 2013）。

本系列の誠実な用途は監視である。大きな乖離は実質レートが現在のファンダメンタルズの示唆から遠く離れていることを知らせ、評価効果・資本フロー・政策の点検を促すものであって、その距離が縮まるという主張ではない。

## 金融市場での応用

市場参加者にとって中心的な事実は断絶そのものである。1〜2年以内の期間では、マクロ経済ファンダメンタルズはランダムウォークより為替レートをよく説明しない（Meese and Rogoff 1983; Cheung, Chinn, and Pascual 2005; Rossi 2013）。Engel and West (2005) の現在価値の論理は、持続的な期待ファンダメンタルズに駆動されるレートがほぼランダムウォークのように振る舞う理由を説明する。したがって乖離系列は取引シグナルではなく、実質レートの割安さが以後の通貨収益率に先行するという証拠は弱く局面依存的である（Jordà and Taylor 2012）。

通貨の価格付けで情報を担うのは単一の評価指標ではなく横断面である。キャリー・バリュー・モメンタムは単一の実質レート指標にはできない形で通貨を価格付けする（Menkhoff et al. 2012; Della Corte, Sarno, and Sestieri 2012）。通貨危機もまた、評価指標よりも対外・金融の脆弱性指標でよりよく捉えられる（Kaminsky, Lizondo, and Reinhart 1998; Frankel and Rose 1996; Burnside, Eichenbaum, and Rebelo 2011）。

その観点では乖離は、単独の取引シグナルではなく、より広い対外脆弱性の点検に資する記述的な入力である。対外リスクを点検するアナリストやリスク管理者はこれをシナリオ設計と、ウォンの水準をファンダメンタルズに照らして位置づける作業に活用するものであり、本プラットフォームの通貨間ベーシス・金融環境・対外収支の指標と併せて読むときに最も有用である。

## 統計的検定

KRREERは観測された広義の実質実効為替相場であり、2000-12-31から2026-03-31までの四半期の季節調整されていない対数水準102観測値として検定される。明確な積分次数は割り当てられず、これはSaid and Dickey (1984)のラグ拡張で行ったDickey and Fuller (1979)の拡張ディッキー・フラー検定が統計量−3.261、p = 0.073を、Newey and West (1987)の長期分散を用いたPhillips and Perron (1988)検定が−2.137、p = 0.525を返していずれも単位根を棄却できない一方、KPSS検定(Kwiatkowski et al. 1992)が統計量0.082、p > 0.10で定常性を棄却できず、相反する帰無仮説の対が解消されないためである。

階差対数ではLjung and Box (1978)のポートマントーが二つのラグいずれにおいてもQ統計量8.808と12.467、p = 0.066およびp = 0.132で白色雑音を棄却できず、Bai and Perron (1998, 2003)の手続きは階差系列の平均において断絶を見いださない。この四半期指数ではHylleberg et al. (1990)のHEGY検定が統計量197.5で季節単位根を棄却し、Ghysels and Osborn (2001)に従う季節ダミーFが統計量0.353、p = 0.787で決定論的季節性を棄却できず、Canova and Hansen (1995)のQSポートマントーが統計量15.422、p = 0.051で残差季節性を棄却できないのであり、四半期平均化が季節性を弱めるが排除はしない。

## よくある質問

### 実質実効為替レートとはどのような指数ですか。

貿易加重した通貨バスケットに対するウォンの水準を相対物価でデフレートした指数であり、上昇はウォンの実質増価を意味します。特定通貨との二国間レートではなく、価格競争力の総合的な尺度です。

### REERのファンダメンタルズ整合的水準とは何ですか。

実質実効レートを同時点のマクロファンダメンタルズに結び付けた条件付き当てはめ値です。それらを条件とした参照水準であり、均衡為替レートではありません。

### REERの乖離を過大評価として読めますか。

いけません。推定された関係は共和分しておらず、この事実は当該系列に開示されています。したがって乖離は条件付き参照水準からの記述的な距離にとどまり、ウォンが戻るべき根拠にはなりません。