米国担保付翌日物調達金利 SOFR

USSOFR は、公表された担保付翌日物調達金利を一切の変換を加えずそのまま記録した原系列であり、国債を担保とした翌日物の現先取引で成立した金利を取引金額で加重し、一つの日次数値へ年率百分比として要約したものである。

この金利が測定するのは担保付調達金利であり、担保が希少に取引される局面で一般の無リスク金利を下回るという現先金利の概念的定義に従う（Duffie 1996）。同じ翌日物の満期点には無担保インターバンク金利が並存しており、その無担保金利は準備預金市場の日次清算と個別の取引単位で測定されるため、担保付金利とは概念的に区別される（Hamilton 1996; Furfine 1999）。

期間構造の観点では、この金利は最短の満期点であり、長期利回りを将来の短期金利の期待とプレミアムへ分解する出発点となる（Hicks 1939）。その呼値はキャッシュフローのタイミングと結びついた最終利回りの慣行に従い、翌日物の時間軸ではそのタイミングが一日へ収束する（Macaulay 1938）。この基準点の上で割引関数とゼロクーポン曲線がクーポン債価格から復元され、簡潔な母数形と日次の曲線構築によって表現される（McCulloch 1971; Nelson and Siegel 1987; Gürkaynak, Sack, and Wright 2007）。

この金利は委員会が選び公表する管理金利ではなく、成立した取引から形成される市場金利であり、その水準は常設ファシリティの回廊と運用目標の体系の中で誘導される（Bindseil 2004; Borio 1997; Bartolini, Bertola, and Prati 2002）。

KRED は USSOFR に如何なる変換も加えず記録されたまま金利を格納しており、再スケーリング・デフレート・平滑化・年率化のいずれも行わない。したがって方法論は、そのような担保付翌日物金利が存在するに至る測定基盤そのものに尽きる。

この数値は、国債を担保として成立した翌日物現先取引の金利を取引金額で加重集計したものであり、担保が希少なときに一般担保の水準を下回る担保付調達の測定に当たる（Duffie 1996）。集計は翌日物インターバンク金利を対象に開発された取引単位の識別と取引金額加重の論理に従い（Furfine 1999; Hamilton 1996）、各構成金利は価格を年率収益へ写像する単純なマネーマーケットの最終利回り慣行で呼値される（Macaulay 1938）。

翌日物金利が運用目標の準拠であるため、その記録された経路は回廊の中で行われる日次の流動性管理オペレーションを反映する（Bindseil 2004; Borio 1997; Bartolini, Bertola, and Prati 2002）。

同じく記録されたこの翌日物金利は、クーポン債価格から利回りとフォワードレートを復元する割引関数・ゼロクーポン期間構造の推定器の短期側の入力として用いられる。そうした推定器は三次または指数スプライン、簡潔ないし拡張された母数形、今日標準となった日次の曲線構築として実装され、互いに比較されてきており、こうして得られたゼロクーポン期間構造がデュレーション測定へつながる（McCulloch 1971, 1975; Vasicek and Fong 1982; Nelson and Siegel 1987; Svensson 1994; Gürkaynak, Sack, and Wright 2007; Bliss 1997; Fisher and Weil 1971）。これらの構成は USSOFR 自体には適用されず、USSOFR は記録された水準のまま保たれる。

担保付翌日物金利は金融政策の実施が準拠する最短満期の金利であり、流動性オペレーションが常設ファシリティの回廊の中で政策設定の近傍へ固定する対象である（Bindseil 2004; Borio 1997; Bartolini, Bertola, and Prati 2002）。その日次の決定は翌日物市場における準備預金の供給と需要の状況を反映しており、そのミクロ構造は取引単位の活動から読み取られる（Hamilton 1996; Furfine 1999）。

担保付金利が一般担保の水準から乖離することは、担保の希少性と現先のスペシャル化を示す（Duffie 1996）。同じ論理により、この金利と準備預金に支払われる管理金利との差は準備預金が潤沢か逼迫しているかを要約しており、KRED が公表する準備預金環境スプレッドはまさにその差を取ったものである。

最短の満期であるため、この金利は自らを長期利回りと結びつける期待とプレミアムの分解の基準点となり（Hicks 1939）、測定されたイールドカーブの短期側の極限をなす（Macaulay 1938; McCulloch 1971; Nelson and Siegel 1987; Svensson 1994; Gürkaynak, Sack, and Wright 2007）。

バリュエーションにおいて、この金利は担保付翌日物の割引および変動金利の参照指標であるため、債券キャッシュフローに適用される割引係数と翌日物指数スワップの変動側の基礎となる。この金利が測定する現先金利は債券ポジションを担保付で調達する実際のコストであり、希少な担保ではその金利が低下する（Duffie 1996）。同じ翌日物金利は、デュレーションで要約される金利エクスポージャーを持つレバレッジ・ポジションのキャリーを決定する（Macaulay 1938; Fisher and Weil 1971）。

割引と免疫化はいずれも、この翌日物の基準点から外側へ構築された完全なゼロクーポン期間構造を要し、その期間構造はスプライン、母数形、フォワードレート曲線として表現され、その構築法が比較されてきた（McCulloch 1971, 1975; Vasicek and Fong 1982; Nelson and Siegel 1987; Svensson 1994; Gürkaynak, Sack, and Wright 2007; Bliss 1997）。

ヘッジと相対価値のデスクは、その水準をこれを固定する政策の回廊に照らして読み（Bindseil 2004; Bartolini, Bertola, and Prati 2002）、そのミクロ構造を並走する無担保翌日物金利に照らして読む（Hamilton 1996; Furfine 1999）。

2018-04-03から2026-06-09までの2044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、単位根の検定群は担保付翌日物調達金利が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 = 0.9617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 = 0.945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、差分した金利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 = 189.40とQ = 193.83、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は統計量0.56、p = 0.456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)。