韓国実質金利ギャップ

実質金利ギャップは事前的実質短期金利と自然利子率の差であり、経済の構造的均衡に対する金融政策のスタンスを測定する。

形式的に実質金利ギャップは次のように定義される：

ここで

は実質金利であり、通貨安定証券91日物金利から期待インフレを差し引いた値であって、HLWモデル内部では期待インフレがコアCPIインフレの4四半期後方移動平均として構築される。

は自然利子率である。

実質金利ギャップは、金融政策が実体経済に影響を及ぼすメカニズムとして、HLWモデルのIS曲線に直接入る：

係数 $a_r < 0$ は正の実質金利ギャップが産出量ギャップを縮小することを保証し、標準的な金融政策の波及メカニズムと整合的である。

正のギャップ（$r_t > r^*_t$）は金融政策が中立よりも引き締め的であることを示しており、実質金利が均衡成長と整合的な金利を上回って総需要を抑制しインフレに下方圧力をかける。負のギャップ（$r_t < r^*_t$）は緩和的な政策を示す。

自然利子率（$r^*$、KRNR）、トレンド成長（KRTRGDP）、産出量ギャップ（KRGDPGAP）とともにHLW（2023）3段階MLE状態空間モデル内で同時推定される。モデルの完全な定式化、データ入力、推定手続きの詳細はKRNRの方法論セクションに記載されている。

(1) 実質金利ギャップの計算. 実質金利ギャップはカルマンフィルターの状態変数ではなく、観測実質金利と平滑化自然利子率の差として推定後に計算される。

ここで $i_t$ は通貨安定証券91日物金利（日次データの四半期平均）、$\pi^e_t$ はコアCPIインフレの4四半期後方移動平均（HLWフレームワーク内の期待インフレの代理変数）、$g_t$ はカルマン平滑化トレンド成長、$z_t$ は平滑化残差自然利子率成分である。名目金利と観測インフレを除くすべての成分はモデル出力である。

(2) 期待インフレの定式化. HLWモデルは設計上、後方視的なインフレ期待を使用する。

すなわち過去のコアCPIインフレ率の4四半期後方移動平均である。これはLaubach and Williams（2003）およびHLW（2017, 2023）の原初的な定式化と整合的であり、ISおよびフィリップス曲線の方程式は主体が最近のインフレ経験を外挿して期待を形成するという仮定の下で同時推定される。これはKREDの独立した事前的実質金利系列KREARPRとは異なり、KREARPRはStock and Watson（2007）のUCSVトレンドインフレと韓国銀行消費者動向調査データをNelson-Siegelで結合したフォワードルッキングな期待インフレ推定値を使用する。HLWにおける後方視的な定式化は構造モデル内の内部整合性を確保しており、同一の $\pi^e_t$ が実質金利の構築とフィリップス曲線の双方に入るため、IS曲線パラメータ $a_r$ はこの特定の期待形成プロセスを条件として推定される。

(3) 推定の不確実性. 実質金利ギャップは観測可能な成分と観測不可能な成分を結合する。名目金利 $i_t$ とインフレ $\pi_t$ は観測されるが、$r^*_t$ はカルマン平滑化器から相当の不確実性をもって推定される。したがってギャップは自然利子率の推定不確実性を全面的に継承する。

例えば+0.5%の実質金利ギャップは $r^*$ の標準誤差が±1.5%であれば限定的な情報内容しか持たない。ギャップの符号と大きさはこの不確実性に照らして解釈されるべきであり、特に平滑化器の推定値が最も信頼性に欠ける標本末端においてそうである。

実質金利ギャップはHLWフレームワークから得られる最も直接的な金融政策スタンスの測定値であり、「金融政策は経済の均衡に対して刺激的か抑制的か」という問いに答える。

実質金利ギャップはTaylor（1993）ルールのフレームワークと密接に関連する。標準的なテイラー・ルールでは政策金利はインフレギャップと産出量ギャップに反応する

これを整理すると、内包される実質金利ギャップは

となる。HLWの実質金利ギャップは産出量ギャップおよび自然利子率と同時推定されたこの乖離のモデルベースの推定値を与え、韓国銀行の政策行動がテイラー型ルールと概ね整合的であったか体系的な乖離が生じたかを評価できる。

実質金利ギャップは韓国の金融政策史に対するナラティブの視座を与える。1997〜98年のアジア通貨危機後には金利が急上昇し（正の実質金利ギャップ）、景気後退に寄与したが通貨の安定化にも貢献した。2001〜2005年は緩和的な政策（負のギャップ）が回復を支えた。2008年の世界金融危機は積極的な緩和（大きな負のギャップ）をもたらし、その後正常化が行われた。2020年には韓国銀行がCOVID-19に対応して金利を0.50%に引き下げ、実質金利ギャップは $r^*$ の同時的な低下を所与としてこれが緩和的スタンスの達成に十分であったかを示す。2022〜2023年の引き締めサイクルでは韓国銀行がインフレに対応し、実質金利ギャップが急速に正に転じた。

持続的に負の実質金利ギャップは資産価格のインフレと金融不均衡を助長し得るが、これは金融政策が構造的均衡に対して持続的に緩和的な状態を意味するためである。韓国の2020〜2021年の経験はこのリスクを例証しており、深い負の実質金利は住宅価格の急騰、家計の借入増加、株式・暗号資産市場の投機的活動と同時に発生した。実質金利ギャップはこの経路を評価するための構造的フレームワークを与え、負のギャップの期間と大きさが金融安定性リスクを招き得る金融緩和の程度を定量化する。これは金融政策における「逆風に立ち向かう（leaning against the wind）」をめぐるより広い議論に接続する（Svensson 2017; Adrian and Liang 2018）。

名目政策金利とヘッドラインインフレの単純な比較とは異なり、実質金利ギャップは均衡実質金利の時間変動を考慮する。1%の実質金利は $r^*$ が2%の場合には深く緩和的だが、$r^*$ が0%に低下した場合には引き締め的である。この区別は自然利子率が過去20年間で大幅に低下した韓国のような経済において極めて重要である。KRRRGAPがHLWモデルの内部ロジック内で政策スタンスを測定する一方、KREARPRは政策評価により直接関連するモデルフリーのフォワードルッキングな実質金利を与え、HLWの後方視的移動平均ではなくUCSVベースの期待インフレを使用する。2つの測定値はインフレレジームが急速に変化する時期に大幅に乖離し得るが、これは後方視的移動平均がフォワードルッキングなUCSV推定値に遅れるためである。モデルフリーのフォワードルッキングな実質金利についてはKREARPRを参照されたい。

実質金利ギャップは債券投資戦略、FXポジショニング、クロスアセット配分の強力な指標である。

実質金利ギャップは将来の金融政策行動の先行指標である。大きな正のギャップ（引き締め的政策）は韓国銀行に利下げ余地があることを示唆する。現在の政策スタンスが中立よりも引き締め的であるためである。これはショート・デュレーションKTBポジションおよびIRSレシーバーにとって強気材料となる。負のギャップは最終的な引き締めを示唆し、ショートKTBポジションおよびIRSペイヤーを支持する。ギャップの韓国銀行の行動に対する予測力は、次の3回の金融通貨委員会会合の市場プライシングを反映するKREDインプライド・レート系列から導出されるインプライド金利経路と組み合わせることで強化できる。

実質金利ギャップは主にイールドカーブの短期端に影響する。現在の政策金利とその均衡水準の間の距離を測定するためである。ギャップが大きく正の場合、韓国銀行の緩和に伴いフロントエンドが上昇すると予想され、カーブ・スティープナー（フロントエンド・ロング、バックエンド・ショート）が有利となる。ギャップが負の場合、韓国銀行の正常化に伴いフロントエンドが売られると予想され、カーブ・フラットナーが有利となる。このシグナルは産出量ギャップ（KRGDPGAP）とタームプレミアム（KRTPシリーズ）を組み合わせて、フロントエンド駆動とバックエンド駆動のカーブの動きを区別する場合に最も有用である。

韓国と他国の実質金利ギャップ差はウォンの動態の構造的な決定要因である。正の韓国実質金利ギャップ（米国の政策スタンスに対して韓国の政策がより引き締め的）は、均衡以上の利回りに引き付けられた資本流入を通じてウォンを支持する傾向がある。逆に負の差はウォンキャリーの魅力を低下させる。キャリートレード戦略では、実質金利ギャップは構造的均衡を調整するため、生の金利差よりも情報量が多い。$r^*$ を下回る（負のギャップの）高い韓国金利は持続可能でない可能性がある一方、$r^*$ を上回る（正のギャップの）穏当な金利は持続的なキャリー優位を表す。

韓国では実質金利ギャップは住宅価格サイクルと密接に相関する。持続的に負のギャップは歴史的にソウル首都圏を中心とした住宅市場の過熱と同時に発生し、緩和的な金融環境がレバレッジ不動産投資を促進してきた。債券投資家は実質金利ギャップをマクロプルーデンシャル政策リスクの評価入力変数として使用でき、ギャップが長期間にわたり深く負であり住宅価格が上昇している場合、マクロプルーデンシャル的引き締め（LTV/DTI規制、標的課税）の確率が高まり、金利環境と信用環境に独立して影響を及ぼし得る。

KRRRGAPはHLW自然利子率モデルの双方向カルマン・RTS平滑潜在状態である実質金利ギャップであり、1997-03-31から2026-03-31までの117四半期にわたり推定されるため、以下の持続性の数値は四半期単位で示す。双方向平滑器の出力であるため、測定される系列相関はいかなるデータ生成過程でもなく、フィルターのゲインによって支配される。

そのため、積分次数の判定検定群は意図的に実施しない。Said and Dickey (1984)のラグ補強を適用したDickey and Fuller (1979)の拡張単位根回帰、ノンパラメトリックなPhillips and Perron (1988)検定、KPSS定常性検定 (Kwiatkowski et al. 1992)、効率的なGLS除去検定 (Elliott, Rothenberg, and Stock 1996)、Ng and Perron (2001)の修正検定はすべて除外するが、これは双方向平滑器が対称移動平均であり、積分検定が読み取る系列相関を基礎過程ではなくそのゲインが決定し、潜在状態のランダムウォーク対定数の性格が尤度によって点別に識別されないためである (Stock and Watson 1998; Orphanides and van Norden 2002)。Bai and Perron (1998)の水準平均の断絶探索も実施しないが、その漸近理論は定常な対象を要し、フィルターで持続化された経路は偽って分割されるためである (Perron 1989)。

行列が規定する代替物は、データではなく平滑された系列の属性として明示される記述的な持続性の要約である。ラグ1の自己相関と含意される半減期は0.807と3.24四半期であり、実質金利ギャップはその基礎となるランダムウォークに近い自然利子率の水準よりもはるかに速く減衰する。これらの数値は平滑経路がどれほど緩やかに減衰するかを記述するのみで積分次数の主張を含まず、こうした水準においてLjung and Box (1978)のポートマントーが記録する強いラグ1の自己相関もまた平滑器のゲインの属性である。

積分次数は付与しないが、これは結論の出ない検定のためではなく規定によるものである。ラグ1の係数は117個の四半期標本において1近傍のよく知られた下方への小標本バイアスを持つため、半減期は下方に偏る記述的な数値であり、その中央値不偏の区間はAndrews (1993)の格子に従う。HLWローダーが再推定のたびに状態履歴全体を書き換えるため、任意の過去四半期における平滑された自然利子率はビンテージにわたり改定され、実質金利ギャップもその改定を引き継ぎ、改定の大きさを定量化する保存済みのビンテージ・パネルは存在しない (Orphanides and van Norden 2002)。モデルが含意する内容は発見ではなく仮定として誠実なものであり、すなわちギャップが対比される自然利子率のランダムウォーク状態方程式と、モデルがStock and Watson (1998)の方法で固定する中央値不偏の信号対雑音比である。