韓国全産業生産指数(季節調整)
チャート
ひと目でわかる
このパネルはどんな指標でできていますか。
生産や販売、雇用といった実体活動の主要な月次指標に、一致指数循環変動値と企業・消費者の心理調査が加わったパネルです。多くは出所で季節調整された系列で、公表された値をそのまま収めます。
なぜひとつに圧縮しないのですか。
各指標が経済の異なる部門を受け持っており、転換点の近くでは互いに食い違うことが珍しくありません。その不一致こそ転換点を見分けさせてくれる情報なので、代表指標ひとつに減らさず、パネルとして並べて読みます。
金融市場にはどんな影響がありますか。
実体の流れの向きは、政策への期待を経て金利に、利益見通しを経て株式と信用に届く背景変数です。部門間の広がりの度合い、すなわちどれほど幅広く動いているかが、シグナルの重みを決めます。
詳細情報
概要
定義
本指標は本プラットフォームが変換を加えずに収録する季節調整済み系列であり、鉱工業・建設業・サービス業・電気ガス水道業・公務など全ての生産部門の実質産出を一つの数量指数に総合し、基準時点を100に基準化した月次の全産業生産指数である。この指数の上昇は総生産数量の拡大を、低下は縮小を意味する。
測定対象は、産業別の物的産出指数の系譜に属する産出数量指数である。この数量指数は Fabricant (1940) が産業ごとに構築した物的産出指数の伝統に立つ。それが収まる勘定の枠組みは、Kuznets (1941) が国民勘定のために定めた生産境界と総産出、そして Stone (1947) と Meade and Stone (1941) が複式の社会勘定表として確定した体系である。
異質な部門別の数量を一つの数値にまとめることは、統計的・検定的・関数的アプローチで整理された指数問題である(Frisch 1936)。集計は、Laspeyres (1871) の基準時加重の規則と Paasche (1874) の比較時加重の対応式、そしてこの両者の幾何平均である Fisher (1922) の理想指数に基づく。
現代の作成は、これらの構成要素を年次で連鎖接続する。その理論的根拠は、柔軟な集計関数に対応する Diewert (1976) の上級指数理論と Divisia (1925) の連続時間集計、そして Hill (1988) が整理した年次連鎖接続の慣行であり、Törnqvist (1936) の支出シェア加重形が離散時点の集計子を与える。
複数の活動系列の共変動を要約した値として読めば、この指数は Burns and Mitchell (1946) の基準循環の解釈と Persons (1923) の多指標合成指数の構成を継ぐ。
算出方法
本プラットフォームはこの系列に一切の変換を加えず、作成された指数をそのまま保存しており、再スケーリング・デフレート・平滑化・年率換算のいずれも行わない。したがって系列が担う唯一の構成は、本プラットフォーム側の再計算ではなく、産出指数が存在するに至る測定基盤である。
その測定基盤は、産業別の物的数量を共通の実質基準に換算して集計する数量指数の枠組みである。この枠組みは Fabricant (1940) が製造業産出の測定に確立した方法であり、Kuznets (1941)、Stone (1947)、Meade and Stone (1941) の国民勘定の枠組みが生産・支出総量の整合的な体系として担った方式である。
集計加重は、Laspeyres (1871) の基準時加重式と Paasche (1874) の比較時加重式に従い、Fisher (1922) の理想指数に挟まれる。連続する加重期間を継ぐ連鎖接続は、柔軟な集計関数に対応する Diewert (1976) の上級指数理論と Divisia (1925) の連続時間極限、Törnqvist (1936) のシェア加重集計子、そして Hill (1988) が示した年次連鎖接続の慣行に基づく。これらの形式間の選択そのものが、Frisch (1936) の提起した指数問題である。
本プラットフォーム外の一段階はすでに入力に含まれており、すなわち系列は源泉で行われた月次の季節調整を帯びて到達する。年内の暦日・季節パターンが本プラットフォームに到達する前に除去されているため、これは本プラットフォームが追加で何も加えないことと矛盾しない。
作成された推定値は、正確な総量ではなく測定された数量であるから、推定精度の考慮を受け継ぐ(Stone, Champernowne, and Meade 1942)。多数の共変動する活動系列を合成した値として、この指数は Persons (1923) の標準化・結合の手続と Burns and Mitchell (1946) の共変動による基準循環の論理に従う。
経済学での応用
全産業生産指数は、総実質活動に関する広範な月次の尺度として景気循環の時点判定と強度測定に用いられる。経済の拡張・収縮局面にほぼ一致して動く指標として機能しており、これは Burns and Mitchell (1946) の基準循環の伝統と Persons (1923) の合成景気状況の解釈に連なる。
この指数は、四半期の国民勘定総量が遅れてのみ測定する実質産出を月次で代理する。Kuznets (1941) が定め Stone (1947) と Meade and Stone (1941) が勘定に収めた生産境界の全体を覆うため、当四半期成長率のナウキャストと産出ギャップ識別の主力指標となる。
部門別の詳細からは、ある転換をどの生産部門が牽引するかを追跡でき、これは Fabricant (1940) の物的産出の系譜を継ぐ。指数の基礎と連鎖接続は、時間に沿った変動を加重や価格の人為的産物ではなく実質数量の変化として解釈するよう規律する(Frisch 1936; Laspeyres 1871; Fisher 1922; Diewert 1976; Divisia 1925; Hill 1988)。
公表値は改定対象の推定値であるから、循環シグナルの初期の読みは原データの蓄積につれて変わりうる。Stone, Champernowne, and Meade (1942) が定式化した信頼区間が、この戒めを支える。
金融市場での応用
市場では、全産業生産指数は高頻度の活動サプライズとして機能する。公表された数量指数と予想経路との乖離は、国債利回り、短期金融市場に織り込まれた政策金利経路、そして通貨を動かすが、これは実質産出が強く出れば引き締めの確率が高まるためである。
トレーダーはこれを、先行指標が示唆する転換点を確認または反証するために用いる。ほぼ一致して動く循環尺度であり、現状診断のための活動合成指標として読まれるためである(Burns and Mitchell 1946; Persons 1923)。
この指数からは、減速が広範か特定部門に限られるかを測れる。Kuznets (1941) の生産境界の全体と Stone (1947) および Meade and Stone (1941) の勘定構造を包括するためであり、Fabricant (1940) の物的産出の詳細は景気敏感株と防御株の間の比重調整を導く。
定量的シグナル抽出は時点間の比較可能性に依存しており、これを支えるのは数量指数の装置と連鎖接続である(Laspeyres 1871; Fisher 1922; Diewert 1976; Divisia 1925; Törnqvist 1936; Hill 1988)。改定リスクは、初回公表値に取ったポジションが推定値の更新時に手仕舞いされうることを警告する(Stone, Champernowne, and Meade 1942)。
統計的検定
KRAIPは源泉で季節調整された全産業活動指数であり、公表される水準が三検定で和分次数を評価する統計対象である。標本は2000-01から2026-04までの316個の月次観測値であり、検定は定数と趨勢を含めて実施する。
Said and Dickey (1984)のラグ拡張を適用したDickey and Fuller (1979)の拡張ディッキー・フラー回帰はp = 0.162で単位根を棄却できず、定常性を帰無とする検定はp < 0.01で趨勢定常性を棄却するため (Kwiatkowski et al. 1992)、拡張ディッキー・フラーとKPSSの脚はI(1)の判読に合致する。ノンパラメトリックなPhillips and Perron (1988)検定は唯一の異論としてp = 0.0035で単位根を棄却するが、これは近単位移動平均誤差の下で偽の定常性へ過剰棄却する文書化されたフィリップス・ペロンの様相であるため (Ng and Perron 2001)、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検定は拡張ディッキー・フラーの脚の確認としてのみ実施され、p = 0.205で棄却できず、曖昧な判定を上位化しないままその脚を裏付ける (Elliott, Rothenberg, and Stock 1996)。
水準が明確な定常対象ではないため、ポートマントーと構造変化の探索はその1次差分で実施するが、水準ポートマントーは機械的な近単位自己相関を読み、水準平均変化の探索は系列を偽って分割するからである (Perron 1989; Hamilton 2018; Bai and Perron 1998)。Box and Pierce (1970)の形式を精緻化したLjung and Box (1978)のポートマントー統計量は差分系列においてp = 0.000で白色雑音の帰無を棄却する一方、Bai and Perron (2003)の動的計画アルゴリズムで計算した多重構造変化手続きは差分系列の平均に変化点を見いださない。
季節バッテリーは、季節性の不在が本来の性質ではなく源泉調整を反映するという解釈で実施する。Beaulieu and Miron (1993)の月次の仕組みを備えたHylleberg et al. (1990)の季節単位根検定はp = 0.000で季節周波数の単位根を棄却し、季節ダミーはp = 0.40で結合有意ではないため決定的季節性は残らず、これは源泉で既に適用された季節調整を反映するのであって季節パターンの本来的不在ではなく、Canova and Hansen (1995)の定常季節の判読および季節調整の文献と合致する (Ghysels and Osborn 2001)。
主要数値
| 最新値 (index (2020=100)) | 118.70 (2026-08-01) |
|---|---|
| 前回比 | −1.60 (2026-07-01) |
| 1年前比 | +3.20 (2025-08-01) |
| 収録期間中の最高 | 120.40 (2026-06-01) |
| 収録期間中の最低 | 52.50 (2000-01-01) |
| 収録期間 | 2000-01-01 – 2026-08-01 |
| 観測値数 | 320 |
| 日付 | 値 (index (2020=100)) | 変化 |
|---|---|---|
| 2026-08-01 | 118.70 | −1.60 |
| 2026-07-01 | 120.30 | −0.10 |
| 2026-06-01 | 120.40 | +3.00 |
| 2026-05-01 | 117.40 | −0.50 |
| 2026-04-01 | 117.90 | −0.60 |
| 2026-03-01 | 118.50 | +0.50 |
| 2026-02-01 | 118.00 | +2.40 |
| 2026-01-01 | 115.60 | −0.90 |
| 2025-12-01 | 116.50 | +1.40 |
| 2025-11-01 | 115.10 | +0.80 |
| 2025-10-01 | 114.30 | −2.60 |
| 2025-09-01 | 116.90 | +1.40 |
よくある質問
- 月次の実体活動指標には何が含まれますか。
- 実体活動と労働市場の主要な月次指標に、一致総合指数、そして企業と消費者の心理調査の結果が加わります。
- 全産業生産指数は季節調整された値ですか。
- 多くが源泉で調整された系列です。KREDは独自の調整を加えないため、調整が施されている場合その手続きは作成機関のものであり、KREDの選択ではありません。
- 実体活動指標を一つにまとめると何が失われますか。
- 各指標が経済の異なる部分を担い、転換点の近傍では互いに食い違うことが常だからです。代表指標一つに縮めれば、転換点を識別させてくれるまさにその食い違いが消えます。