韓国3年物実質金利

3年物実質金利は名目金利を期待インフレ率で調整したもので、3年間にわたる借入の実質コストおよび貯蓄の実質リターンを表す。貨幣価値の予想下落を考慮した後の利子受取りの期待購買力を測定する。

概念的に実質金利はFisher (1930)方程式に基づく：

ここで$i$は名目金利、$r$は実質金利、$\pi^e$は期待インフレ率である。本指標で使用するリスク中立実質金利（定義B）は市場（物理的）利回りではなくACMリスク中立利回りから期待インフレ率を差し引く。これは名目タームプレミアムとインフレリスクプレミアムの双方を除去し、純粋な期待成分、すなわち満期にわたる期待実質短期金利の平均を分離する。

リスク中立実質金利は、すべてのリスク補償を捨象した状態で市場が期待する実質購買力の成長率を表す。これは$E^P_t[\bar{r}^{real}_n]$、すなわち将来の実質短期金利の物理的期待平均に相当し、クリーブランド連邦準備銀行の実質金利推定方法論と概念的に一致する（Haubrich, Pennacchi, and Ritchken 2012）。

事前的（ex-ante）実質金利と事後的（ex-post）実質金利の区別は決定的に重要である。事前的金利はフォワードルッキングなモデル推定期待インフレ率を使用し、事後的金利はバックワードルッキングな実現インフレ率を使用する。経済主体は既に観測された物価変化ではなく将来の物価に対する期待に基づいて意思決定を行うため、投資・消費の決定に関連するのは事前的実質金利のみである。Mishkin (1981)は事前的実質金利が事後的測定値とは実質的に異なる時系列特性を示し、特にインフレサプライズ期に乖離が大きくなることを示した。

2種類のコアCPIデフレーターを提供する。デフォルト（表示）指標は食料品・エネルギーを除いたDBインデックスであり、クリーブランド連邦準備銀行、ECB、OECDが採用する国際標準に準拠している。補助（非表示）指標は農産物・石油類を除いたQBインデックスであり、韓国の伝統的なコア物価指標である。両指標は同一の名目金利を共有し、期待インフレ率の構成要素のみが異なる。

実質金利の上昇は、貨幣価値の予想下落を考慮した後でも借入の実質コストと貯蓄の実質リターンが高まることを意味し、低下はその逆を表す。

リスク中立実質金利（定義B）はACMリスク中立利回りから期待インフレ率を差し引いて算出する。

(1) リスク中立利回りの抽出. ACMアフィン再帰で $\lambda = 0$ を賦課してリスク中立利回り $y^Q$ を算出し、これは名目短期金利の期待経路の平均 $E^P_t[\bar{r}_n]$ に相当する。

(2) トレンドインフレの抽出. 期待インフレ率は各コアCPIについて個別に3段階で推定し、精度ベースGibbsサンプラーによりUCSVトレンドインフレを抽出する。

(3) 短期期待のアンカリング. 韓国銀行消費者動向調査とUCSVトレンドを結合したexpanding-window OLSによりサーベイアンカリング短期期待を推定する。

(4) 期間構造の積分. $\kappa = 1.0$ のNelson-Siegel期間構造により3年積分平均を算出する：

(5) 実質金利の算出. リスク中立利回りから3年平均期待インフレ率を差し引いてリスク中立実質金利を算出する：

ここで $y^{Q,(n)}_t$ はACMリスク中立利回り、$\bar{\pi}^{e,(n)}_t$ は3年平均期待インフレ率である。差し引きにより実質タームプレミアムとインフレリスクプレミアムの双方が除去され、純粋な期待成分のみが残る：

DB基準の結果（食料品・エネルギー除く）がデフォルトであり、QB基準の結果（農産物・石油類除く）が非表示の代替指標である。

(6) 内部整合性の検証. 分解の内部整合性を以下で検証する：

実質金利は金融政策の引き締め・緩和度を測る一次的な尺度であるとともに、異時点間の資源配分を決定する核心的変数であり、マクロ経済学において最も重要な指標の一つである(Woodford 2003)。

自然利子率（$r^*$）、すなわち産出が潜在水準にありインフレが安定的な状態の実質金利は、観測実質金利を評価する理論的ベンチマークである。実質金利が$r^*$を上回れば金融政策は引き締め的であり、$r^*$を下回れば緩和的である。Laubach and Williams (2003)およびHolston, Laubach, and Williams (2017)は小規模マクロ経済体系に組み込んだ状態空間モデルで米国の$r^*$を推定し、1960年代の約3%から2010年代の0%近傍への趨勢的低下を発見した。

先進国全般にわたる実質金利の趨勢的低下は現代マクロ経済の核心的現象である。その要因として、高齢化に伴う投資需要の減少を含む人口動態の変化、格差拡大と過剰貯蓄を柱とするSummers (2014)の長期停滞（secular stagnation）仮説、グローバル貯蓄過剰(Bernanke 2005)、トレンド生産性成長率の低下等が挙げられる。韓国の場合、自然利子率は急速な人口高齢化と経済の成熟化により2000年代初頭の約3%から2020年代の約0.5〜1.0%に低下したと推定される。

Clarida, Galí, and Gertler (1999)およびWoodford (2003)から導出されるニューケインジアンIS曲線では、産出ギャップは実質金利と$r^*$の乖離に依存する：

この理論的関係は、政策スタンスの評価に実質金利の正確な測定が不可欠であることを裏付ける。ただし$r^*$と期待インフレ率の双方が観測不可能な変数であるため、実際の測定は容易でない。

実質金利は金融政策の国際波及においても核心的役割を果たす。Rey (2015)およびMiranda-Agrippino and Rey (2020)のグローバル金融サイクルの枠組みの下で、国際間の実質金利差が国境を越えた資本フローと資産価格を駆動する。韓国と米国の実質金利間に有意な正（+）のスプレッドが存在すれば韓国国債への外国資本流入を誘引し得る一方、スプレッドの縮小は資本流出を惹起し、ウォン為替レートおよび金融安定に影響を及ぼし得る(Fratzscher 2012)。

実質金利は、株式、不動産、インフラ、物価連動債など、実質キャッシュフローを創出する資産を評価する際の根本的な割引率であり、資産配分とバリュエーションに不可欠である。

Gordon (1962)の成長モデルとその拡張では、株式リスクプレミアムは実質無リスク金利に対して測定される。

実質金利が上昇すると、収益期待が一定であれば将来キャッシュフローの現在価値が機械的に減少し、株式バリュエーションに下方圧力がかかる(Hamilton, Harris, Hatzius, and West 2016)。Campbell and Shiller (1988)は配当-価格比率の分解を通じてこの関係を定式化し、株価配当比率が期待将来リターン、配当成長、割引率を反映しており、そのすべてが実質金利の動学と連動することを示した。

債券投資家にとって、実質金利は名目債券のインフレ調整後リターンを決定する。実質金利が負（−）の場合、名目債券保有者は購買力の確実な損失を被り、これはGFC後やコロナ後に複数の経済で発生したようにIlmanen (2022)が「金融抑圧（financial repression）」と表現した現象である。これは資産配分に重要な含意を持ち、正（+）の実質リターンを追求する投資家がよりリスクの高い資産へ移行するインセンティブを生む。

通貨および国際金融の分野では、実質金利差が中期の為替レート動学の一次的決定因子となる。実質金利平価（real interest rate parity）条件は、持続的な実質金利差が期待実質為替レートの減価により相殺されるべきことを示唆する(Engel 2016)。韓国ウォン投資家にとって、ウォン-ドルの実質金利差を追跡すれば、インフレ差異を調整した後のクロスボーダー債券ポジションの魅力度に関する情報が得られる。

不動産のバリュエーションでは、実質金利が不動産投資の機会費用を規定する。家計債務水準の高い韓国の住宅市場では、実質金利の変化が住宅取得能力やモーゲージ債務の持続可能性に大きな影響を及ぼすため、金融安定分析と家計の投資意思決定の双方において実質金利のモニタリングが不可欠である。

これはStock-Watson非観測成分期待インフレ期間構造を用いたフィッシャー分解の出力であるモデル由来の系列であり、単位根の判読は直接観測された価格ではなく当てはめられた曲線を記述し、系列相関と変化点の診断は1階差分に対して行う。本系列は2000-12-18から2026-05-29まで自らの区間で検定する。

3年国庫債実質金利は水準では1次和分系列であり、Dickey and Fuller (1979)検定がSaid and Dickey (1984)の形でp = 0.2595で棄却せず、Phillips and Perron (1988)検定がp = 0.1207で同調し、Kwiatkowski et al. (1992)検定が定常性を棄却する。1階差分に対してLjung and Box (1978)のポートマントーはラグ10と20で白色雑音を棄却し、Q = 64.29とQ = 98.33、p = 0.000とp = 0.000である。Escanciano and Lobato (2009)の自動ポートマントーも統計量7.63、p = 0.006で同調する。Bai and Perron (1998, 2003)の手続きは平均に変化点を見いださず、これは差分した対象に対するAndrews (1993)のパラメータ不安定性の推論と整合する (Perron 1989)。

これは低整数の季節周期を持たない日次のモデル出力であるため、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意図的に実施しない (Beaulieu and Miron 1992; Ghysels and Osborn 2001)。