韓国コア消費者物価指数(食料・エネルギー除く)

KRCORECPIは、食料とエネルギーを除く全品目の月次消費者物価指数の原系列であり、公表された指数の水準をいかなる変換も経ずにそのままKREDに収録した値である。本系列は、変動の大きい食料とエネルギーの構成品目を除いた代表的な消費財・サービスの固定バスケットに対する総合物価を測定する。こうした除外型のコア指標は、供給ショックが取り除かれ需要が中立であるときに長期成長経路上で成立するインフレ率として初めて規定された (Eckstein 1981)。

固定バスケット総合指数として本系列は、基準時点数量加重の構成に従う (Laspeyres 1871)。この構成は比較時点加重の形態と概念的に対応し (Paasche 1874)、経済学的な真の生計費概念を近似する (Konüs 1939; Diewert 1998)。

食料とエネルギーの除外は、複数の研究が提起した基調インフレ測定問題への一つの解である (Cecchetti 1997; Bryan and Cecchetti 1994; Quah and Vahey 1995)。この除外方式は、限定影響トリム平均・加重中央値推定量および非観測要因トレンドと対比される (Bryan, Cecchetti, and Wiggins 1997; Stock and Watson 2007)。

本指数が体現する指数算式の目標は調和消費者物価概念であり (Diewert 2002)、これは公理的観点から概観されてきた (Balk 1995)。本系列の上昇は、食料・エネルギーのショックを除いた持続的な物価圧力の強まりを意味する。

KREDはKRCORECPIに再基準化、デフレート、季節調整、平滑化、年率化といったいかなる変換も適用しておらず、収録される値は編成されたままの月次原系列指数水準である。

本系列が位置する測定基盤は、固定バスケット総合物価指数の体系である。この体系では価格比の基準時点数量加重平均が形成され (Laspeyres 1871)、比較時点加重を用いる代替が存在する (Paasche 1874)。両形態の幾何平均的な調整が理想指数をなす (Fisher 1922)。

そうした算式が満たすべき公理・検定基準は、複数の研究が整理した (Fisher 1922; Balk 1995; Diewert 1976)。超越対数の対数変化・支出シェア加重の形態と厳密・超越指数類は、固定基準指数が評価され向かう連鎖的精緻化を規定する (Törnqvist 1936; Diewert 1976)。

コア指標は、総合に先立ってバスケットから食料とエネルギーの階層を削除して得られる。こうして得られた値は基調インフレの除外推定量であり (Eckstein 1981; Cecchetti 1997)、トリム平均・加重中央値の限定影響推定量と区別される (Bryan and Cecchetti 1994; Bryan, Cecchetti, and Wiggins 1997)。

そうした固定基準指数が経済学的な真の生計費の目標から乖離する程度は代替バイアスの差であり (Konüs 1939)、この差は計量されてきた (Diewert 1998; Boskin et al. 1996)。

食料とエネルギーを除くコア消費者物価指数は、インフレの持続的・需要主導の構成要素を測る尺度として読まれる。これは、供給ショックが除去され需要が中立である長期成長経路上のインフレに相当する (Eckstein 1981)。

変動の大きい食料・エネルギー品目の除外は基調インフレ問題への除外アプローチであり、測定されたヘッドラインインフレをトレンドに一時的雑音とバイアスを加えたものとして位置づける (Cecchetti 1997)。同一の非対称供給ショックを扱う限定影響推定量がこの問題への別の対応であり (Bryan and Cecchetti 1994)、代替的な構造定義はコアインフレを実質産出に長期的影響を持たない成分として識別する (Quah and Vahey 1995)。

本指数が真の生計費概念を近似するため (Konüs 1939; Diewert 1998)、その動きは代替・品質変化バイアスに照らして解釈される (Boskin et al. 1996)。残余の食料・エネルギーの差は、固定バスケット構成が通過させる相対価格ショックを反映する (Laspeyres 1871; Paasche 1874)。

こうして分離されたトレンドは非観測要因の恒久成分に相当する (Stock and Watson 2007)。同一の雑音削減を達成する最適なトリム度合いは、尖度に基づく計算によって定まる (Bryan, Cecchetti, and Wiggins 1997)。

金融分析においてコア消費者物価の水準は、実質収益率とインフレ補償の測定を錨づける。本指数が分離する持続的成分が、名目商品に内在するインフレ期待を価格付けるうえで最も多くの情報を持つためである。

食料とエネルギーの除外は基調インフレの論理に従い (Cecchetti 1997; Eckstein 1981)、トレンド抽出により適した信号対雑音特性を持つ系列をもたらす。このトレンドは非観測要因のランダムウォークとしてモデル化され (Stock and Watson 2007)、尖度最適のトリムによって狙われる (Bryan, Cecchetti, and Wiggins 1997)。

本指数は、比較時点加重のPaasche (1874) や超越形態のFisher (1922)・Törnqvist (1936) ではなく、固定バスケットのLaspeyres (1871) 総合である。したがって、測定されたコアインフレと真の生計費概念との隔たりは、これを条件とする実質収益率と損益分岐の計算に直接作用する (Konüs 1939; Diewert 1998)。

市場参加者は、食料・エネルギーの除外を、債券と物価連動評価が価格付けるべきインフレ・リスクに対する透明だが不完全な濾過として扱う。こうした判読は、長期産出無影響の構造定義と限定影響中央値に照らして行われる (Quah and Vahey 1995; Bryan and Cecchetti 1994)。

KRCORECPIは季節調整を施さないコア消費者物価指数の水準として公表され、妥当な統計対象はその対数であり、1次和分が予想される。標本は1990-01から2026-05までの437個の月次観測値であり、単位根三検定は対数水準に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 = 0.045で5%水準において単位根を棄却し、ノンパラメトリックなPhillips and Perron (1988)検定はp = 0.000でより明確に棄却するが、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 (Kwiatkowski et al. 1992)。したがって三つの手続きは互いに食い違い、二つの差分帰無検定は定常性を指し、KPSS検定は単位根を指すため、明確な和分次数は付与しない。

対数水準が明確な定常判定を受けないため、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、持続的な指数の水準ポートマントーは機械的な近単位自己相関を拾い、水準平均変化の探索は確率的趨勢を見かけ上分割するからである (Perron 1989; Hamilton 2018)。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対数水準においてp = 0.000で白色雑音の帰無仮説を棄却し、Bai and Perron (1998)の多重構造変化手続きをBai and Perron (2003)の動的計画アルゴリズムで計算すると、差分系列の平均に1998-04の単一の変化点が見いだされる。

この季節調整を施さない月次指数では季節検定が妥当である。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 = 0.000で結合有意であるため、季節性は確率的ではなく決定的に存在し、これはCanova and Hansen (1995)の定常季節の判読および系列の季節未調整の性格と合致する (Ghysels and Osborn 2001)。