韓国ウォン/円為替レート(100円当たり)

KRWJPYは変換を加えずに記録した原系列の二国間名目為替レートであり、直物市場で100日本円と交換される韓国ウォンの数量である。100円当たりウォンで表示する方式は、小額単位通貨100単位をウォン一単位に対応させ、記録される水準が両通貨間で同程度の大きさを持つようにする。

この二国間名目レートは二つの通貨が取引される基礎的な価格である。名目レートが両国の物価水準の比率に固定されるという命題は購買力平価理論であり(Cassel 1918)、その絶対形と相対形の区別(Officer 1976)と測定上の教義的選択(Frenkel 1978)がこれに続いた。同じレートは共通通貨建てで財ごとに一物一価の法則が一致させる対象である(Isard 1977)。またこれは通貨の動きを読む基準として用いられる消費者物価でデフレートした実質レートの名目対応物である(Rogoff 1996; Dornbusch 1987)。

基礎的な二国間系列として、この観測レートは貿易加重実効レート指数が集計される出発点であり、その系譜の指数はいずれもまさにこの形の観測された二国間レートから始まる(Hirsch and Higgins 1970; Rhomberg 1976; Black 1976; Pauls 1987; Loretan 2005)。

KREDはKRWJPYにいかなる変換も加えず、再スケール化・デフレート・平滑化・年率化のいずれも行わず、季節調整も指数の再基準化も施さずに、二国間名目レートを記録されたまま格納する。測定の基礎は市場の交換比率そのもの、すなわち100円をウォンで表現した価格であり、これはいかなる集計にも先立って存在し、実効レート構成方法論の原データとなる。

その構成の系譜は対比を通じて原データが何であるかを明らかにする。二国間レートを初めて平均して多国間指標とした作業(Hirsch and Higgins 1970)、加重方式と基準時点が結果の指数をどのように決めるかを示した分析(Rhomberg 1976)、貿易財の一般均衡モデルから加重を導いた研究(Black 1976)がその出発点である。

構成された指数を基礎的な二国間建値から分離する測定上の選択は、基準時点の選択と加重手続きとデフレーターの問題である(Maciejewski 1983)。第三市場加重と幾何・算術平均の慣行(Turner and Van 't dack 1993)、貿易加重の導出(Zanello and Desruelle 1997)、時変加重の幾何平均方式(Loretan 2005)、更新された貿易シェアによる再加重(Bayoumi, Lee, and Jayanthi 2006)、広範な対象範囲の幾何集計(Klau and Fung 2006)がその細部を成す。そうした加重の背後にある貿易弾力性は需要弾力性の枠組みが与え(Armington 1969)、貿易加重通貨指数の構成はその記名著者の典型である(Pauls 1987)。

これらのいずれもここでは適用されない。絶対・相対の測定区分(Officer 1976)と一物一価の解釈(Isard 1977)は、変換されていない二国間水準の意味のみを確定する。

二つの通貨の相対価格として、ウォン・円レートは購買力平価の基準に照らして解釈される。その基準の下で名目レートは両国の物価水準の比率に追随するはずであり、その規範の絶対形と相対形が定式化された(Cassel 1918; Officer 1976; Frenkel 1978)。

平価からの持続的な乖離とその緩やかな平均回帰は、消費者物価でデフレートした実質レートで構成される購買力平価パズルの核心である(Rogoff 1996)。貿易財・非貿易財の生産性間のバラッサ・サミュエルソン構造的格差は、この乖離をミスアラインメントではなく恒常的な間隙として説明する(Dornbusch 1987)。

二つの経済が近接した貿易相手であり競争相手であるため、この二国間レートは価格競争力の内容を担う。実効レート文献はその内容を相手国全般にわたって集計し(Hirsch and Higgins 1970; Rhomberg 1976)、これを実質競争力指数へと精緻化する(Maciejewski 1983; Turner and Van 't dack 1993)。

一物一価の法則は貿易財価格に裁定の規律を課し(Isard 1977)、需要弾力性の枠組みは相対価格の変化が貿易数量をどのように動かすかを規定し(Armington 1969)、世界モデル加重は二国間レートを一般均衡の貿易結果に結びつける(Black 1976)。したがって水準の動きは、競争力と交易条件、そして二つの経済の相対的な金融スタンスに関する情報を伝える。

市場において、ウォン・円レートは国境を越えるポジションの換算係数であり、二つの通貨間のキャリー・ヘッジ・相対価値取引の基礎である。通貨の外国為替価値はまさにこの形の二国間建値から構築される(Pauls 1987; Loretan 2005)。

長期の評価は購買力平価の基準とその絶対・相対の区分に錨を下ろす(Cassel 1918; Officer 1976; Frenkel 1978)。平価乖離の半減期は二国間のミスプライシングが是正されると見込まれる時間尺度を定め(Rogoff 1996)、バラッサ・サミュエルソン格差は乖離の全体を取引可能なものとして扱わぬよう警告する(Dornbusch 1987)。一物一価の法則は、二国間の経路と媒介通貨の経路にまたがる三角裁定の整合性を支える(Isard 1977)。

多数の通貨にわたるポートフォリオとリスクの集計では、指数構成の方法論が二国間レートを実際にヘッジされる実効レートのエクスポージャーへと変換する。その方法論は、再加重の手続き(Bayoumi, Lee, and Jayanthi 2006; Klau and Fung 2006)、競争力加重(Turner and Van 't dack 1993)、指数の文書化(Zanello and Desruelle 1997; Hirsch and Higgins 1970)から成る。

1990-01-03から2026-06-26までの9833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・100円為替レートが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 = 0.1207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 = 0.2232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 = 580.36とQ = 619.85、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3.03、p = 0.082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)。