韓国ウォン/ユーロ為替レート

KRWEURはユーロ1単位と交換されるウォンの単位数、すなわちユーロのウォン建て名目二国間スポット為替レートであり、いかなる変換も経ず観測されたまま記録した原系列である。二国間名目為替レートは、ある国の通貨1単位が他国通貨何単位と交換されるかを示す基礎的数量である。この水準の上昇はユーロに対するウォン安を、低下はウォン高を意味する。

この基礎的数量は、購買力平価が両国の物価水準比に係留する対象であり、絶対的な物価水準比の定義と相対的な物価指数の定義とに分かれる(Cassel 1918; Officer 1976)。その基礎にある単一財裁定の原理は、共通通貨建ての価格が地域間で等しくなる一物一価の法則であり、同次性公準と物価指数の選択がこの為替レート概念を規定する(Isard 1977; Frenkel 1978)。ユーロのウォン価格は、消費者物価でデフレートした実質為替レートの名目対応物であり、Ricardo・Harrod・Balassa・Samuelson構造的乖離のなかに位置づけられる絶対・相対購買力平価の枠組みの対象である(Rogoff 1996; Dornbusch 1987)。

この単一の二国間為替レートは、多数通貨にわたり平均する貿易加重実効為替指標の基礎的構成要素でもある(Hirsch and Higgins 1970)。こうした実効指標は、代替的な加重方式で再計算され(Rhomberg 1976)、貿易財の世界モデルに基礎づけられ(Black 1976)、幾何平均で集計される(Pauls 1987; Loretan 2005)。KREDはウォン／ユーロの観測値をこうした合成指標に組み込まず、分解されたまま保存する。

KREDはウォン／ユーロの二国間スポットの呼値にいかなる変換も適用せず、記録された日次の値をそのまま保存するため、方法論はそうした価格が存在するに至る測定基盤に限られる。名目為替レートはある通貨を他通貨単位で表した市場価格であり、ユーロとウォンがそれぞれ共通の媒介通貨に対して最も活発に値付けされる市場では、ウォン／ユーロ水準はクロスレートとして読まれる。その内的整合性は一物一価裁定に依拠する(Isard 1977)。

この系列には再スケーリング・デフレート・平滑化・年率化のいずれも施されておらず、いかなる加重も平均も課されない。まさにこの点が、原系列の二国間時系列を、その構成機構が名のある著者系譜によって記録された合成集計量と区別する。

合成集計量では、貿易加重平均が最初に体系化され(Hirsch and Higgins 1970)、七つの代替的な加重方式が対比され(Rhomberg 1976)、貿易財の世界モデルから加重が導出された(Black 1976)。原産地差別の需要弾力性は貿易弾力性加重を正当化する(Armington 1969)。実質実効変換に入る基準年・加重・デフレーターの選択が整理され(Maciejewski 1983)、第三市場二重輸出加重と幾何対算術の集計選択が提示され(Turner and Van 't dack 1993)、多国間加重の均質化が記録された(Zanello and Desruelle 1997)。その加重は二国間貿易で更新され(Loretan 2005; Bayoumi, Lee, and Jayanthi 2006)、時変加重の幾何構成として述べられた(Klau and Fung 2006)。KREDが基礎的レートそのものを記録するため、これらの変換のいずれもここでは適用されない。

絶対的測定と相対的測定のあいだの選択さえ、KREDが課さない変換である(Officer 1976; Frenkel 1978)。

経済的には、ユーロのウォン価格は、二国間為替レートが両国の物価水準比に従うべきだとする購買力平価の基準に照らして読まれる(Cassel 1918)。絶対か相対かの区別と物価指数・同次性の選択がその比較を規律する(Officer 1976; Frenkel 1978)。

持続的な乖離は購買力平価パズルであり、その緩慢な平均回帰は、為替水準が競争力について与える情報を制約する(Rogoff 1996)。そうした乖離の一部はRicardo・Harrod・Balassa・Samuelson生産性経路に帰属し(Dornbusch 1987)、その基礎にある一物一価の法則は貿易財裁定が崩れるまで押し進められうる(Isard 1977)。

貿易と相対価格の効果が多数の貿易相手国を通じて同時に作用するため、二国間のウォン／ユーロ為替レートは実効為替集計と代替的な加重計算に投入される(Hirsch and Higgins 1970; Rhomberg 1976)。その加重自体は、貿易財一般均衡(Black 1976)、原産地差別の需要体系(Armington 1969)、二国間貿易比重による再加重(Bayoumi, Lee, and Jayanthi 2006)、そして指標の経済的意味を決める基準年・デフレーターの選択(Maciejewski 1983)に基づいている。原系列の二国間水準を保存することで、これらの各解釈は一つの加重慣行に縛られずに再構成できる。

金融実務では、ウォン／ユーロのスポットレートはユーロ建てエクスポージャーがウォンに換算される価格であり、通貨ヘッジ、キャリー・ポジショニング、クロスレート裁定の基準である。クロスレート裁定は、ウォン・ユーロ・任意の共通媒介通貨にわたり三角的な一物一価整合性を強制する(Isard 1977)。

評価の係留点は購買力平価から得られ、あらゆる適正価値シグナルを条件づける。水準の基準は購買力平価に由来し(Cassel 1918)、消費者物価でデフレートした実質為替レートとその緩やかに回帰する乖離が中期的な過大・過小評価の枠組みを与える(Rogoff 1996)。絶対か相対かの区別とBalassa・Samuelsonの精緻化がこれを補完する(Officer 1976; Frenkel 1978; Dornbusch 1987)。

複数通貨にまたがるポートフォリオ・リスク管理は、貿易加重指数の構成(Pauls 1987)、広域・主要通貨の幾何平均集計(Loretan 2005)、多国間加重(Hirsch and Higgins 1970; Rhomberg 1976)、二国間貿易比重による再加重(Bayoumi, Lee, and Jayanthi 2006)、時変加重の幾何方式(Klau and Fung 2006)に依拠する。これらはいずれもウォン・ユーロのような単一の二国間為替レートを基礎的入力として扱う。変換していない呼値を保有することで、トレーディングデスクはこれらのヘッジバスケットや評価オーバーレイを直接構築できる。

1994-04-11から2026-06-26までの8567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、単位根の検定群はウォン・ユーロ為替レートが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 = 0.0689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 = 0.0808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変化点は見いだされず、これはAndrews (1993)のパラメータ不安定性の推論と整合する。 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 = 663.67とQ = 807.35、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0.03、p = 0.852でさらなる依存を検出しない。

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)。