韓国リザーブマネー

KRRESERVEMONEYは、いかなる変換も経ず報告されたまま記録した原系列であり、中央銀行が発行し民間が現金として保有するか、預金取扱機関が準備預金として保有する通貨のウォン規模である。この総量は広義の通貨がその上に積み上がる土台であり、預金部門の負債を合算する狭義・広義の通貨とは異なり、中央銀行部門の負債を合算した数量である。

この数量は資金循環会計の系譜に属する金融勘定の項目であり、発行された通貨が中央銀行部門の負債であると同時に保有者の債権として記入される（Copeland 1949; Copeland 1952）。その構成要素は金融資産・負債残高の測定のために構築された部門別貸借対照表に位置し（Goldsmith, Lipsey, and Mendelson 1963）、同一の数量は統合社会会計体系の金融勘定から読み取られる（Stone 1966）。制度単位の部門区分と商品分類に関する規約は便覧の処理に従う（Dawson 1996）。

流通現金と準備預金という異質な構成要素を一つのウォン総量へ合算する作業は集計問題であり、集計理論は構成要素を使用者費用で加重して正確指数へ結合する（Barnett 1980; Diewert 1976）。ただしここに記録される総量はそのような加重を経ない単純合算の編成残高であり、対数変化指数の伝統は代替的な結合方式を示すにとどまる（Divisia 1925; Fisher 1922）。

概念的にリザーブマネーの二つの構成要素はいずれも収益を生まないか低い収益しか生まない債権であるため、その保有により放棄される収益が現在所得と将来所得を等置する価格を成す（Fisher 1930）。この総量の動きは、長期のマクロ金融記録で研究された通貨・信用総量と同じ系列に属する（Schularick and Taylor 2012）。総量はフローではなく部門別ストックであるためストック・フロー会計恒等式を通じて解釈され（Obstfeld and Rogoff 1995）、本系列は源泉で季節調整された状態のまま、追加の調整なしに平均残高として記録する。

KREDは本系列にデフレートも再尺度化も平滑化も年率化も適用しないため、各公表値は測定されたままの編成残高であり、単位は十億ウォンである。季節調整は源泉で実施されたものをそのまま再現するのであってKREDが適用するのではなく、月中平均残高という時点規約もまた源泉の編成方式にそのまま従う。

測定の基盤は資金循環の枠組みであり、この枠組みは資金循環会計として定礎され（Copeland 1949）、その後完結した実証体系として実装され（Copeland 1952）、発行された貨幣と準備預金を四重記入の原理のもとで発行部門の負債であると同時に保有者の債権として記録する。総量は統合社会会計体系の金融勘定から読み取られ（Stone 1966）、その貸借対照表集計は年次国民貸借対照表に従い（Goldsmith, Lipsey, and Mendelson 1963）、部門区分と商品分類の実務規約は便覧の処理に従う（Dawson 1996）。

流動性と収益の異なる構成要素を一つの数値へ結合する作業は集計理論を援用し、その理論では使用者費用で加重された数量が正確指数へ結合する（Barnett 1980; Diewert 1976）。そのような加重のための指数装置は古典的なものであるが（Fisher 1922; Törnqvist 1936; Divisia 1925）、本系列にはいかなる加重も課されない。記録される値は期間平均残高であり、いずれの場合も本系列はモデル化された数量ではなく会計的に整合したストックとして存在し（Fisher 1930）、国民貸借対照表測度の一員を成す（Lane and Milesi-Ferretti 2001）。

リザーブマネーは中央銀行の供給決定が最も直接に刻まれる通貨総量であるため、政策運営が金融システムに残す痕跡を最も鮮明に映し出す。貨幣は、その保有により放棄される利子が機会費用となる債権であり、これは総量を保有者の異時点間選択と結びつける（Fisher 1930）。流動性の異なる構成要素を単純合算ではなく流動性で加重して読めば、この総量がもたらす貨幣サービスは一層鮮明になる（Barnett 1980; Diewert 1976）。

資金循環会計は発行された貨幣と準備預金を支払の循環流のなかに位置づけ（Copeland 1949; Copeland 1952）、統合勘定は保有者の残高を需要分析の直接の対象とする（Stone 1966）。この総量と広義の総量との差が広がるか狭まるかは、預金部門が中央銀行通貨をどの程度まで拡張するかを示し、その拡張は長期の記録において信用膨張と金融不安に先立って現れた局面と重なる（Schularick and Taylor 2012; Jordà, Schularick, and Taylor 2017）。

ストックとして本系列は購買力の異時点間再配分を測定する部門別残高の一つであり、その再配分は貯蓄・投資恒等式で定式化された（Obstfeld and Rogoff 1995）。総部門ポジションは純フローの示す以上の情報を担い（Obstfeld 2012）、活動に対する通貨・金融債権の深化それ自体が構造的指標であり（Goldsmith, Lipsey, and Mendelson 1963）、システム全体の流動性の状況はその後の循環の経路を条件づける（Lane and Milesi-Ferretti 2018）。

市場参加者にとってリザーブマネーは、短期金融市場の調達状況を読むための流動性オーバーレイであり、決済と準備需要を最終的に満たす中央銀行通貨の規模を捉える（Copeland 1952）。準備預金において放棄される収益は、政策金利変動に対する預金取扱機関のキャッシュフロー感応度を定礎し（Fisher 1930）、残高が流通現金と準備預金のいずれに置かれるかは流動性で加重した観点のもとで異なる意味をもつ（Barnett 1980; Diewert 1976）。

この総量が広義の総量へ拡張する速度は信用膨張の局面とともに動き、広義通貨の急速な増加が危機頻度と結びつくという長期の記録は、デスクが無秩序な調整の確率を測り、流動性感応的なポートフォリオのテール・シナリオを較正するための準拠となる（Schularick and Taylor 2012; Jordà, Schularick, and Taylor 2017）。

流動性ストックは評価額と測定に留意して読むべきであり、これはポジション測定と収益率測定の文献が戒めるところであって（Gourinchas and Rey 2007a; Curcuru, Dvorak, and Warnock 2008）、この留保はすべての総ポジションへ一般化される（Obstfeld 2012）。部門別貸借対照表と総ポジション推定は、貸し手と短期金融市場の投資家、マクロ健全性監督者が調達リスクを算定する際に注視するエクスポージャーを枠づける（Goldsmith, Lipsey, and Mendelson 1963; Lane and Milesi-Ferretti 2007）。

KRRESERVEMONEYは源泉で季節調整された中央銀行通貨の集計量であり、公表される対数水準が統計対象であって、1次和分が予想される。標本は2003-10から2026-05までの272個の月次観測値であり、単位根三検定は対数水準に定数と趨勢を含めて実施する。

Said and Dickey (1984)のラグ補強を適用したDickey and Fuller (1979)の拡張ディッキー・フラー回帰はp = 0.9363で単位根を棄却できず、ノンパラメトリックなPhillips and Perron (1988)検定はp = 0.7462でこれに合致し、定常性を帰無とする検定は趨勢定常性をp < 0.01で棄却するため (Kwiatkowski et al. 1992)、三つの手続きはいずれも明確なI(1)の分類に合致する。GLSトレンド除去による上位検定 (Elliott, Rothenberg, and Stock 1996)は判定が曖昧な場合にのみ留保され、この明確な判読には用いられない。

対数水準がI(1)であるため、ポートマントーと構造変化の探索はその1次差分で実施するが、水準ポートマントーは確率的趨勢の近単位自己相関を読み、水準平均変化の探索はこれを偽って分割するからである (Perron 1989; Hamilton 2018; Bai and Perron 1998)。Box and Pierce (1970)の形式を精緻化したLjung and Box (1978)のポートマントー統計量は、差分系列においてラグ12でQ = 47.32、ラグ24でQ = 64.64となりp = 0.000で白色雑音の帰無を棄却し、Bai and Perron (2003)の動的計画アルゴリズムで計算した多重構造変化の手続きは差分系列の平均において変化点を見いださない。

季節バッテリーは、季節性の判読が本来の性質と源泉調整の双方を反映するという解釈で実施する。Beaulieu and Miron (1993)の月次の仕組みを備えたHylleberg et al. (1990)の季節単位根検定は統計量351.08、p = 0.000で季節周波数の単位根を棄却するため確率的季節性は存在しないが、季節ダミーはF = 2.94、p = 0.0011で結合有意であり、季節ポートマントーも差分系列において統計量95.79、p = 0.000で棄却されるため、源泉調整が除去し得なかった決定的季節成分が残存する。検定の結果が源泉の季節調整の表記と食い違う箇所であるから、無季節という明確な判定は付与せず、この判読はCanova and Hansen (1995)および季節調整の文献の診断枠組みと合致する (Ghysels and Osborn 2001)。