韓国企業景気実査指数(業況見通し)

企業景気実査指数（業況見通し）は変換を加えず記録した原系列であり、企業が翌月の業況が改善するか、横ばいか、悪化するかを回答する定性的な企業景気調査の見通し部分をそのまま収めるものである。本指数は悪化を見込む企業の割合を改善を見込む企業の割合から差し引き、中立基準値を中心に標準化した純回答すなわち拡散指数型の統計であり、基準値を上回れば楽観的な企業が悲観的な企業を上回ることを意味する。

上昇・横ばい・低下という定性的設計は、その三分回答が実現産出と結ぶ理論的連関から出発する（Anderson 1952）。三分回答を一つの連続値へ換算する均衡統計は確立された定量化の方式であり（Theil 1952）、この方法は後に確率閾値として体系化され批判的に再検討された（Carlson and Parkin 1975; Nardo 2003）。

本統計が属する拡散指数系列は、定式化された循環測定の道具である（Moore 1961）。期待型景気指標が追跡すべき基準循環の定義は、景気指標プログラムの中で規定された（Mitchell and Burns 1938; Burns and Mitchell 1946）。こうした月次の拡散値は循環転換点の実時間信号として、また一致・先行・拡散の分類の中の一系列として扱われてきた（Shiskin 1961; Zarnowitz 1992）。その基底対象は調査が代理する経済の潜在状態として再解釈され、その測定プログラムの非理論的性格はかつて精査された（Stock and Watson 1989; Koopmans 1947）。

KRED はいかなる変換も加えず、公表された見通し指数を発表されたまま格納し、ここでは当該企業景気の拡散統計が存在するに至る測定基盤のみを述べる。測定の出発点は定性的な調査手段であり、企業パネルが予想業況を基数的な大きさではなく上昇・横ばい・低下という順序的判断として報告する（Anderson 1952）。

好意的回答の割合から非好意的回答の割合を引いた回答均衡は、こうした順序的回答を一つの数値に要約する（Theil 1952）。三分回答が定量系列へ写像される確率閾値は定式化され、均衡・確率・回帰に基づく競合的な定量化が整理された（Carlson and Parkin 1975; Nardo 2003）。結果として得られる統計は中立値を中心として拡散指数の尺度上に示され、その符号が月次の転換点検出に用いられる循環信号を担う（Moore 1961; Shiskin 1961）。

期待型調査を循環指標として扱うことを正当化する指標選定の論理は景気指標プログラムに由来し、再現可能な転換点設定はアルゴリズム的手続きとして確立された（Mitchell and Burns 1938; Burns and Mitchell 1946; Bry and Boschan 1971）。共通循環信号の動的因子定式化と経済活動状態調査の一般的な設計原則も整えられている（Stock and Watson 1991; Hussmanns, Mehran, and Verma 1990）。KRED は再尺度化・デフレート・平滑化・年率化・季節調整のいずれも行わない。

見通し部分の指数は先行的な企業景気の数値として、それが予告する公式の産出統計に先立って経済の短期状態を測るために用いられる。これは調査回答の均衡を実現生産と結びつけた初期の研究で記録された役割である（Anderson 1952）。

景気指標プログラムの中で、期待型調査は基準循環との共動が関心対象となる先行・一致指標として機能する（Mitchell and Burns 1938; Burns and Mitchell 1946）。この枠組みは一致・先行・拡散の系列にわたって評価され、実時間の景気後退・回復の信号検出のために運用された（Zarnowitz 1992; Shiskin 1961）。

月次系列に含まれる循環信号は経済の潜在共通因子として再解釈され、より楽観に転じた企業の割合という拡散指数的な解釈も併せて与えられる（Stock and Watson 1989; Stock and Watson 1991; Moore 1961）。

測定された指標がそのまま構造モデルではないという解釈上の慎重さが求められる（Koopmans 1947）。調査に基づく態度と期待が後の実物活動に関する情報を担うという根拠は広く蓄積されており、そうした心理の数値が支出をどの程度独立に予告するかも評価されてきた（Katona 1951; Carroll, Fuhrer, and Wilcox 1994; Ludvigson 2004）。労働市場フロー測定は、こうした景気環境の読み方を補完する（Clark and Summers 1979）。

市場参加者にとって見通し指数は四半期の産出データより先に到来する即時性の高い高頻度の景気判断手段であり、中立基準値に対するその水準と転換点が活動の早期信号として注視される。

そうした系列に先行的情報を与える転換点の論理は、景気指標プログラムにおいて提示されアルゴリズム化された（Mitchell and Burns 1938; Burns and Mitchell 1946; Bry and Boschan 1971）。月次の拡散値は実時間の景気後退・回復信号として扱われ、循環反転を予告する先行指標の道具立ての中に置かれた（Shiskin 1961; Moore 1961; Zarnowitz 1992）。

定性的な心理の数値が硬データの既に示すものを超えて支出と産出への独立した予測力を持つかは検定され概観されており、これは期待が需要を測定可能な形で形成するという行動的前提に基づく（Carroll, Fuhrer, and Wilcox 1994; Ludvigson 2004; Katona 1951）。

市場が価格に織り込む共通循環信号を抽出する因子モデルの基盤が整えられており、調査均衡からそれが予告する産出への連関も固定されている（Stock and Watson 1989; Stock and Watson 1991; Anderson 1952）。

KRBSI は季節調整されていない月次の企業心理指数であり、2003-02 から 2026-06 までの281観測値に対して定数・トレンド設定で検定する。調査尺度は有界だが、標本の全期間で指数はその境界から遠く離れているため、標準的な単位根の帰無仮説が有界の帰無仮説とほぼ一致し、有界補正を要しない (Cavaliere and Xu 2014)。

Said and Dickey (1984) のラグ拡張を適用した Dickey and Fuller (1979) の拡張検定は p = 0.0001 で単位根を棄却し、ノンパラメトリックな Phillips and Perron (1988) 検定は p = 0.0036 で棄却し、KPSS 検定は p > 0.10 で定常性を棄却できないため (Kwiatkowski et al. 1992)、三手続きは相違なく明確な I(0) の分類に合致する。DF-GLS 上位検定 (Elliott, Rothenberg, and Stock 1996) は曖昧な判定に備えた留保手段であり、ここでは要しない。

三手続きが明確な I(0) 判定に合致するため、水準が定常な対象であり、その平均断絶の日付は引用可能である。Bai and Perron (1998) の手続きを Bai and Perron (2003) のアルゴリズムで計算すると、2012-07 と 2023-01 の二つの平均シフトが特定され、これは確率的トレンドの断絶ではなく定常系列の水準移動として読まれる (Perron 1989)。

本指数は季節調整されておらず、ここでは季節検定群が本来意図された診断である。HEGY 季節単位根検定は p = 0.000 で季節単位根を棄却し (Hylleberg et al. 1990)、季節ダミーの F 検定は p = 0.000 で、差分系列に対する QS 統計量は p = 0.000 で棄却するため、存在する季節性は確率的ではなく決定的であり、これは Canova and Hansen (1995) の定常的季節性の帰無の枠組みおよび Ghysels and Osborn (2001) の季節時系列分析と整合する。定常な水準に対して Ljung and Box (1978) のポートマントーはラグ12とラグ24の月次段でいずれも p = 0.000 で無自己相関の帰無仮説を棄却し、持続性の強い心理水準で予期される強い系列依存を示す。