韓国工業製品消費者物価指数

KRCPIAGRI・KRCPIINDGOODS・KRCPIUTIL・KRCPIRENT・KRCPIPUBSVC・KRCPIPRIVSVCは、何ら変換を加えずそのまま収録する六つの消費者物価サブインデックス水準であり、いずれも総合指数を構成する同一の消費バスケットを品目性質によって分割した一区分、すなわち農畜水産物、工業製品、電気・ガス・水道、住宅賃借料、公共サービス、個人サービスに対応する月次の指数水準(2020=100)である。

各サブインデックス水準は当該区分に属する品目について基準時点の数量で加重した集計として算出され、加重が各区分の中で固定されているため、サブインデックスの変動はその品目群内の価格変化のみを反映し、構成の変化を反映しない(Laspeyres 1871)。

比較時点の数量で加重した対応指数と両者の幾何平均である理想指数が、各サブバスケットの固定基準水準を上下から挟み、この理想指数は時間反転性と要素反転性の検定を満たす(Paasche 1874; Fisher 1922)。支出シェアで加重した対数変化形は、固定バスケットのサブ水準を照らし合わせる基準となる優越指数近似を与える(Törnqvist 1936)。

各サブインデックスが最終的に近似しようとする対象は、当該品目群の中で家計効用を固定した支出比率である区分別の真の生計費指数である(Konüs 1939)。この目標は指数理論の四つのアプローチという枠組みの中で精緻化され(Diewert 2002)、その経済的アプローチは正確指数と優越指数の概念に基づく(Diewert 1976)。

各サブバスケットが固定されているため、その水準は代替効果と品質変化による乖離、そして測定バイアスの分だけ自らの生計費目標から外れ、これは総合指数について文書化されているのと同じ乖離である(Diewert 1998; Boskin et al. 1996)。この構成が満たす公理的整合性は検定アプローチの系譜に属する(Balk 1995)。

変動の大きい品目を全体バスケットから除いて作るコア指数とは異なり(Eckstein 1981)、品目性質別のサブバスケットは全体バスケットを経済的分類によって分割するにとどまるため、いかなる品目も除外されず、六つの水準はそれぞれの支出シェアで合算すれば総合指数に立ち戻る。

KREDは六つのサブインデックス水準のいずれにも変換を加えず、公表された数値を日付の解析と長形式ストアへの再構成のみを経てそのまま取り込む。したがって六系列のいずれにも再指数化やデフレート、平滑化、年率化、前年同月比の差分を適用しない。

各水準が算出される測定基盤は総合指数と同じ固定バスケット集計を一つの品目性質区分に属する品目に限定したものであり、基準時点の支出調査がその区分内の数量加重を固定し、個別の価格相対値を2020=100基準のサブインデックスへと結合する(Laspeyres 1871)。

各サブバスケットの構成は、比較時点加重指数と対称的な理想指数、支出シェア対数変化指数という代替を持つ同一の指数理論の枠組みの中にあり(Paasche 1874; Fisher 1922; Törnqvist 1936)、後の二つは柔軟な集計関数に対して厳密に成立する優越公式である(Diewert 1976)。

同一の数値に至る四つの概念的経路、すなわち固定バスケット・検定・確率・経済アプローチは、サブインデックス水準にも同様に適用される(Diewert 2002)。各サブ水準が満たす公理的性質は検定アプローチの中で特徴づけられる(Balk 1995)。各区分が目標とする生計費概念は、当該品目群の中で効用を固定した支出比率として定義される(Konüs 1939)。

各固定基準サブ水準とその経済的目標との間の乖離は代替バイアスとより広い測定バイアスから成り、各系列が測定されたとおりに提供されるため、KREDはこれを補正しない(Diewert 1998; Boskin et al. 1996)。

全体バスケットから最も変動の大きい構成品目を除いてコア指数を定義する規則とは異なり(Eckstein 1981)、六つの品目性質区分は全体バスケットを漏れなく網羅するため、六つをそれぞれの支出シェアで合算するとより狭いコア指数の変形ではなく総合指数の水準が再構成される。

消費者物価指数のサブバスケットとして、この六つの水準は一度に一つの品目性質区分の中で適用される生計費概念の実証的対応物であり、物価安定を区分別に分解して読むための根拠は、各固定バスケット水準が自らの属する区分の生計費概念をどれほど忠実に追跡するかにある(Konüs 1939)。これはあらゆる固定バスケットのサブ水準の基盤をなす基準時点数量加重構成と同じ考え方である(Laspeyres 1871)。

各サブインデックスは総合指数と同じく上方に偏った性格を持つ。固定基準ラスパイレス水準は代替効果による乖離の分だけ真の生計費上昇率を過大評価し、商品代替・販売店・品質変化・新製品バイアスが組み合わさって各区分内でその乖離をさらに広げる(Diewert 1998; Boskin et al. 1996)。

金融政策上の目的から、総合指数はしばしば持続的成分と一時的雑音、バイアスの和に分解され(Cecchetti 1997; Eckstein 1981)、六つの品目性質サブバスケットは、トリミングを正当化する統計的変動性ではなく経済的発生源に基づく補完的な分解を提供する(Bryan and Cecchetti 1994; Bryan, Cecchetti, and Wiggins 1997)。

電気・ガス・水道や工業製品、住宅賃借料、サービスのサブバスケットを個別に読むことで、特定の総合指数の動きを牽引する経済的経路、すなわち供給コストなのか公共料金決定なのか住宅なのか労働集約的サービスなのかを見分けることができ、これは変動性に基づくコア指数と総合指数の区分だけでは得られない分解である(Quah and Vahey 1995)。

総合指数系列から非観測要素確率変動モデルによって抽出される趨勢は、依然として政策が照らし合わせる緩やかな物価目標であり、ここでのサブバスケットはその代替的な趨勢推定値としてではなく、その経済的発生源への分解として読まれる(Stock and Watson 2007)。指数理論の四アプローチという分類は、区分別指数一つだけでも特定区分の期待を固定しうる理由を説明する(Diewert 2002)。

資産価格評価において各サブインデックス水準は区分別のデフレーターであり、指数理論はそうしたデフレーターが満たすべき反転性質を時間反転性と要素反転性の検定を通じて定式化する(Fisher 1922)。基準時点の数量加重、その比較時点双対、支出シェア対数変化形は、総合指数と同様に各区分内でデフレート誤差を上下から挟む(Laspeyres 1871; Paasche 1874; Törnqvist 1936)。

物価連動商品はいずれか一つのサブバスケットではなく総合指数の実現経路に連動するが、物価連動商品と名目商品の間のベーシスに織り込まれる代替効果と品質変化の乖離そのものが、各固定基準サブインデックスの中で文書化されている同じ乖離を集計したものである(Diewert 1998; Boskin et al. 1996)。

いかなるサブバスケット水準も優越な生計費目標そのものではないため、滑らかな経済指数ではなく公表された各サブインデックスの凸性と季節性が、区分別の読みが相対価値情報をどう伝えるかを左右する(Diewert 1976, 2002)。各サブバスケットの連続するヴィンテージが決済のために整合的に連鎖するかどうかは、この構成の公理的整合性が規律する(Balk 1995)。

相対価値評価とマクロポジショニングにおいて、六つのサブバスケットは電気・ガス・水道や住宅賃借料の行政価格による動きを工業製品や個人サービスの市場主導の動きから切り離して読むことを可能にし、これは総合指数の発表だけでは得られず、趨勢と雑音の区分も総量水準でしか扱わない情報である(Cecchetti 1997; Bryan and Cecchetti 1994; Stock and Watson 2007)。生計費という基準点は各区分の中でも長期の実質リターン目標を規定し続ける(Konüs 1939)。

KRCPIINDGOODSは季節調整を施さない工業製品消費者物価サブインデックス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2000-01から2026-06までの318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 = 0.776で単位根を棄却できず、ノンパラメトリックなPhillips and Perron (1988)検定はp = 0.811でこれに合致し、Kwiatkowski et al. (1992)の定常性帰無検定はp < 0.01で趨勢定常性を棄却するため、三つの手続きはいずれも曖昧さなく明確なI(1)の分類に合致する。

明確なI(1)の判読では水準は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対数水準の1次差分で実施するが、水準ポートマントーは確率的趨勢の近単位自己相関を拾い、水準平均変化の探索はこれ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の12か月ラグでQ = 29.94、p = 0.003、24か月ラグでQ = 41.00、p = 0.017で白色雑音の帰無仮説を棄却する一方、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、差分系列の平均に変化点は見いだされない。

この季節調整を施さない月次サブインデックス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統計量530.887、p = 0.000で季節周波数の単位根を棄却し、季節ラグのQS統計量もp = 0.006で有意である一方、結合季節ダミーF検定は統計量1.524、p = 0.122で5%水準では有意に至らないため、季節性はHEGYと季節ポートマントーの脚では決定的に存在するものとして読めるがダミー回帰の脚だけでは検出されず、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)。