韓国コア消費者物価指数(農産物・石油類除く)

KRCPIQBは、農産物および石油類を除いた韓国の月次コア消費者物価指数を、いかなる変換もデフレートも再基準化も加えずに原系列のまま収録したものである。本系列は変動の大きい農産物・石油類関連品目を除いたうえで消費財・サービスの代表的な固定バスケットの価格を測る指数量であり、基準時点数量加重の Laspeyres (1871) およびその比較時点加重の対応物である Paasche (1874) の指数の伝統に属する。

概念的には、本指数は代表的家計の効用を一定に保つ支出比率を追跡する Konüs (1939) の真の生計費指数を近似する。この近似を操作可能にするのは、検定・公理的枠組みと超越対数指数の枠組みである（Fisher 1922; Diewert 1976）。

農産物と石油類の除外は本系列をコアインフレ測定の系譜に位置づけ、ここでは一時的な供給ショック成分が総合インフレから取り除かれる（Eckstein 1981; Bryan and Cecchetti 1994）。この基調成分は長期的に実質産出へ影響しない部分として定義され（Quah and Vahey 1995）、測定された消費者物価は趨勢と一時的雑音および偏りの和として把握される（Cecchetti 1997）。

本指数の概念的基礎と生計費解釈は Diewert (1998) と Diewert (2002) が、それが満たす公理的整合性は Balk (1995) が、得られるインフレ系列の趨勢・ギャップ解釈は Stock and Watson (2007) が与える。指数水準の上昇は、供給ショックが取り除かれた代表的な消費バスケットの名目価格の上昇を意味し、基調的な物価圧力の強さを表す。

KRED は KRCPIQB にいかなる変換も加えず、記録された月次の指数水準をそのまま保存するのであり、再スケール化・デフレート・平滑化・年率換算のいずれも適用せず、別途の季節調整も行わない。したがって方法論は、この指数が生成される測定基盤に限られる。

本指数は品目別の価格比を固定バスケットで集計したものであり、Paasche (1874) の比較時点加重型ではなく Laspeyres (1871) の基準時点加重型で算出され、品目ウェイトは家計の支出シェアから取られる。この両者の幾何平均である理想指数が満たすべき検定基準は Fisher (1922) が定義し、柔軟な集計関数に対する正確な超越対数指数は Diewert (1976) が特徴づけ、連鎖に用いる対数変化の支出シェア形は Törnqvist (1936) が提示する。

集計の経済的な目標は Konüs (1939) の生計費指数であり、固定基準 Laspeyres 測定値との代替乖離は Diewert (1998) と Boskin et al. (1996) が定量化し、後者は商品代替・小売店・品質変化・新商品の偏りを網羅する。この集計が守る公理的整合性は Balk (1995) が、それを正当化する四つの概念的接近は Diewert (2002) が整理する。

農産物と石油類の除外は Bryan and Cecchetti (1994) の限定影響・除外の論理に従い、結果として得られる系列は Cecchetti (1997) の趨勢プラス雑音の対象として扱われる。

除外型のコア指標として、KRCPIQB は金融政策が影響を及ぼしうる消費者物価インフレの持続的成分を分離する。これは、供給ショックがなく需要が中立であるときの経済の長期成長経路上の物価上昇率としてコアインフレに与えられた役割である（Eckstein 1981）。

最も変動の大きい品目を取り除けば信号が鮮明になるのは、価格変化の横断面分布が裾の重い形をとるためである（Bryan and Cecchetti 1994; Bryan, Cecchetti, and Wiggins 1997）。その結果、この指標は政策向けに一時的雑音を取り除いた短期インフレとして規定される（Cecchetti 1997）。

同じ基調インフレは産出に長期的影響のない成分として定義され（Quah and Vahey 1995）、非観測成分分解の緩やかな恒久趨勢として読まれる（Stock and Watson 2007）。

本系列が Konüs (1939) の意味での生計費の代理であるため、その推移は家計購買力の浸食を測る。ただし、固定基準の代替・品質の偏りによってその浸食は過大評価される（Diewert 1998; Boskin et al. 1996）。

厚生変化がどれほど忠実に捉えられるかは、指数のバスケット構成と集計形式に依存する。固定バスケットは Laspeyres (1871) と Paasche (1874) の伝統に従い、その超越対数的な精緻化は Fisher (1922) と Diewert (1976) に基づく。

KRCPIQB は実質金利、物価連動キャッシュフロー、政策金利の予想を読み取る基調インフレの基準として機能するのであり、これが政策当局の最終的に狙う持続的なインフレ成分だからである（Cecchetti 1997; Eckstein 1981）。

名目収益を実質に換算する投資家は、Konüs (1939) の生計費解釈と Laspeyres (1871)・Paasche (1874)・Fisher (1922) の指数算術に依拠する。代替・品質の偏りは固定基準の消費者物価が実現購買力を追跡する精度の限界を定めるのであり、これを Diewert (1998) と Boskin et al. (1996) が網羅する。

刈り込み平均・除外型のコア指標は、月次の変動を歪める重い裾を濾し取るため、デュレーションや期待インフレの価格付けにおいて総合の数値より好まれる（Bryan and Cecchetti 1994; Bryan, Cecchetti, and Wiggins 1997）。タームプレミアム・実質金利の分解を係留する長期中立の定義は Quah and Vahey (1995) が与える。

市場が信号を抽出する趨勢・循環フィルターは Stock and Watson (2007) が、再加重を律する超越対数・公理的な基準は Diewert (1976) と Balk (1995) が提示する。

KRCPIQBは季節調整を施さない公式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 = 0.043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)。