韓国ウォン/ドル為替レート

KRWUSDは、米ドル1単位が韓国ウォンでいくらかを表す名目二国間為替レートを無変換で記録した原系列であり、現物市場で呈示される水準をそのまま保持する。この量は自国通貨の何単位が外国通貨1単位と交換されるかを直接表示法で示した値であり、あらゆる平価基準が読み取られる最も基礎的な対象である。

名目レートが測定する内容は、いくつかの教義的選択によって固定される。名目レートは両国の購買力水準の比率に錨づけられた変数である（Cassel 1918）。レートが両国物価水準の比率に等しくなる絶対的定義は、物価指数と基準時点レートから構成される相対的定義と区別される（Officer 1976）。一つの貿易財が共通通貨で単一価格をもつとき二国間レートは二つの貨幣価格を等しくする値であり、これは一物一価の法則に基礎づけられる（Isard 1977）。レートが測定する内容は、同質性公準と用いる物価指数の選択によって確定される（Frenkel 1978）。絶対的・相対的解釈に加えて、非貿易財に由来する構造的乖離も併せて整理される（Dornbusch 1987）。このように記録された名目水準を相対消費者物価でデフレートすれば、実質為替レートとなる（Rogoff 1996）。

同じ二国間呈示値は実効レート測定が集計する構成単位でもある。多数の二国間レートから貿易加重平均が構成され（Hirsch and Higgins 1970; Rhomberg 1976）、多角的測定は二国間測定と区別される（Black 1976）。こうした基礎呈示値から加重平均指数が組み立てられ（Pauls 1987）、二国間呈示値から広範指数が導かれるが（Loretan 2005）、KREDはその基礎呈示値そのものを保持する。

KREDはこの系列にいかなる変換も適用せず、ドルに対するウォン価格を各営業日に記録された水準のままデータベースに入力する。再スケーリング・デフレート・平滑化・年率化のいずれも課さず、加重や集計、フィルタリングも行わない。測定の基礎はレートが存在するに至る市場呈示の慣行であり、外国通貨1単位当たりの自国通貨を示す直接価格呈示であって、これは絶対・相対測定の区別と物価指数選択の中心に置かれる基礎入力である（Officer 1976; Frenkel 1978）。

この原水準を平価基準に照らして読む作業は購買力平価の枠組み（Cassel 1918）と実質レート・デフレーション（Rogoff 1996）に従うが、KREDは保存された系列にそのいずれも行わない。

この呈示値を多角的測定値へ集計する構成方法論は複数の文献に整理されているが、KREDはそれらすべての段階に先立つ単一の二国間呈示値のみを記録する。二国間レートの貿易加重平均が創始され（Hirsch and Higgins 1970）、加重方式と基準時点が結果指数を左右することが示された（Rhomberg 1976）。多角的加重は貿易財モデルから導出され（Black 1976）、実効指数を支配する基準時点・加重・デフレーター選択が点検され（Maciejewski 1983）、貿易加重の需要弾力性的根拠が与えられる（Armington 1969）。こうした二国間呈示値は加重平均および幾何平均で通貨指数へ集計され（Pauls 1987; Loretan 2005）、第三市場加重と再加重の手続きが提示される（Turner and Van 't dack 1993; Zanello and Desruelle 1997; Bayoumi, Lee, and Jayanthi 2006; Klau and Fung 2006）。

経済的には、ドルに対するウォン価格は購買力平価に照らして解釈される。この基準のもとで名目レートは両国物価水準の比率へ収束し、ここに購買力平価という錨が導入された（Cassel 1918）。この解釈を規律する絶対・相対定義と同質性公準は、何を物価とするかによって変わる（Officer 1976; Frenkel 1978）。

平価からの乖離は二国間レートの動きを解釈する準拠である。一物一価はこのレートの裁定的基礎を与え（Isard 1977）、レートが平価から持続的に乖離しその平均回帰が緩慢であるという難題が定式化された（Rogoff 1996）。生産性格差が均衡実質レートを単純な平価から外す構造的Balassa-Samuelson経路も加わる（Dornbusch 1987）。

対外競争力の指標として、二国間呈示値は通貨の平均価値を表す実効測定値へ集計される入力である（Hirsch and Higgins 1970; Rhomberg 1976）。この入力は貿易財の世界モデルで解釈され（Black 1976）、生産地別の輸入需要弾力性と結びつく（Armington 1969）。デフレーターと貿易加重の選択はこのレートの変化を競争力シグナルへ変換するのであり、これは単一の二国間水準が担うと同時に限界づける経済的含意である（Maciejewski 1983; Bayoumi, Lee, and Jayanthi 2006）。

金融実務において、記録されたウォン／ドル水準はウォン建て請求権がドル請求権へ換算される価格であり、国境を越えるポジションの決済基準であって、ドル資産の保有者はこれをまさにこの呈示値でウォン評価する。消費者物価でデフレートした水準は、過大評価または過小評価を示唆する実質レートのシグナルとなる（Rogoff 1996）。購買力の錨と絶対・相対定義は、通貨評価およびキャリー・ポジショニングの平均回帰論理を支える（Cassel 1918; Officer 1976; Frenkel 1978）。

貿易財裁定と非貿易財の構造的乖離はレートが外れうる幅を限界づけ、通貨エクスポージャー保有のリスクを規定する（Isard 1977; Dornbusch 1987）。

同じ二国間呈示値は、取引相手全般にわたるドルの市場価値を測る広範・主要通貨ドル指数の構成単位である（Pauls 1987; Loretan 2005）。多数の呈示値を取引可能な競争力尺度へ変換する加重が記録され（Turner and Van 't dack 1993; Bayoumi, Lee, and Jayanthi 2006; Klau and Fung 2006）、単一の通貨ペアをバスケットに対してヘッジする際に要となる多角的・二国間の区別が与えられる（Black 1976）。

1995-01-03から2026-06-10までの8335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・ドル為替レートの和分次数について一致しない。Dickey and Fuller (1979)の拡張ディッキー・フラー検定は、Said and Dickey (1984)のラグ拡張形とNg and Perron (2001)のラグ選択のもとでp = 0.0271で単位根を棄却する一方、ノンパラメトリックなPhillips and Perron (1988)検定はp = 0.0833で棄却せず、KPSS検定 (Kwiatkowski et al. 1992)はトレンド定常性をp < 0.01で棄却するため、相反する帰無の対は解消されず、明確な和分次数は付与しない。GLSトレンド除去による上位化 (Elliott, Rothenberg, and Stock 1996)はこの曖昧な結果に対して実施され、p = 0.047で単位根を棄却するが、当ハウス・プロトコルではこれは拡張ディッキー・フラーの脚を確認するのみで不一致を覆さないため、判読は曖昧なままである。

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 = 1455.80とQ = 1698.88、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4.25、p = 0.039で同調する。

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)。