韓国消費者心理指数

KRCSIは毎月記録される消費者心理総合指数の原系列をいかなる変換も加えずそのまま収めた系列である。現在および先行きの経済状況に対する家計の信頼水準を長期基準値100に合わせて標準化した単一の数値であり、100を超えれば楽観を、下回れば悲観を示す。

本指標は消費者の態度と期待それ自体が観測可能であり支出を左右する経済的決定要因であるという行動的前提に基づく（Katona 1951）。

原資料は回答者が暮らし向きと見通しが良くなったか同程度か悪くなったかのみを答える定性的な景気動向調査である。このup-same-down設計はAnderson (1952)が定式化しており、こうした三分回答は均衡・確率の論理によって連続的な数値へ凝縮される（Theil 1952; Carlson and Parkin 1975）。

複数の設問別均衡を一つの代表指数へ合算することはMoore (1961)の総合・拡散指数の伝統に従う。この作業はMitchell and Burns (1938)とBurns and Mitchell (1946)が始めた景気指標測定の枠組みのなかに位置し、のちに共変する月次系列の潜在共通因子として再定式化された（Stock and Watson 1991）。

したがって本系列は態度型の現況指標群に属し、その構成と意味は複数の文献によって検討されてきた（Zarnowitz 1992; Nardo 2003; Ludvigson 2004）。

KREDはKRCSIに再尺度化、デフレート、季節調整、平滑化、年率化などいかなる変換も適用せず、公表された月次の数値を受け取ったまま保存する。したがって記述すべき方法論はそうした数値が生成される調査・指数の測定基盤に限られる。

出発点はAnderson (1952)型の景気動向調査であり、家計は大きさを報告するのではなく定性的なup-same-down方式で答える。回答の均衡と基礎的状況とを結ぶ理論的連関はAnderson (1952)が初めて示した。

この定性的な比率を定量的な数値へ変換するにはTheil (1952)とCarlson and Parkin (1975)の均衡・確率の手法が用いられる。こうした定量化手続きの一群はNardo (2003)が検討・比較している。

その後、設問別の各系列はMoore (1961)が体系化しShiskin (1961)が月次のリアルタイム信号用に運用化した拡散・総合指数の構成によって一つの総合指数へ統合される。これはMitchell and Burns (1938)の指標選別の枠組みに属する作業であり、その現代的な統計形態は代表指数を共変する集計量の単一潜在因子とみなす（Stock and Watson 1989, 1991）。

その総合指数を景気と照らして解釈するにはBry and Boschan (1971)の転換点・基準循環の装置とZarnowitz (1992)の総合が動員される。そうした無理論的な測定が構造モデルではないという常在の留意はKoopmans (1947)が述べたものである。

経済指標としてKRCSIは家計部門が体感する経済の状態を時宜にかなって要約したものとして読まれる。Katona (1951)は測定された態度と期待が現在の所得とは独立に消費を牽引すると論じ、この役割を想定した。

活動に対する一致ないし先行的な判断としての位置づけは、Mitchell and Burns (1938)、Burns and Mitchell (1946)、Moore (1961)、Shiskin (1961)の景気指標の枠組みと、Stock and Watson (1989)による経済の状態の動的因子再解釈とに由来する。

実証的に消費者心理はファンダメンタルズの説明を超えて家計支出に対する独自の予測力をもつ（Carroll, Fuhrer, and Wilcox 1994; Ludvigson 2004）。この性質が本系列を経済的に有意義なものとしている。

心理は労働市場の認識と共変するため、労働力集計量とともに読まれることが多い。その集計量は労働力の操作的定義（Hussmanns, Mehran, and Verma 1990）と失業のフロー的視点（Clark and Summers 1979）に基づいており、本系列は指標アプローチ全般に対する広範な評価に照らしても解釈される（Zarnowitz 1992）。

本系列は構造的な予測ではなく体感される状況を記述する。この解釈上の限界はKoopmans (1947)が強調したものである。

金融面での活用においてKRCSIは、市場が裁量的需要の早期の信号を得ようと注視する高頻度の消費者判断として機能する。支出に対する予測力はCarroll, Fuhrer, and Wilcox (1994)が確立しLudvigson (2004)が検討した。

実務家にとっての魅力はKatona (1951)が見いだしたものと同一である。すなわち調査で測定された期待が実現支出に先立って動き、消費感応的な収益と信用の短期的な経路に関する情報を含む。

本系列をMoore (1961)、Shiskin (1961)、Zarnowitz (1992)の伝統に立つ景気指標として読むならば、経済の位置を基準循環の転換点に対して測ることができる。その転換点はBurns and Mitchell (1946)とBry and Boschan (1971)の装置によって特定され、こうした位置の把握は循環局面ごとのポジショニングにとって有意である。

代表指数が定性的回答を定量化した均衡であるため、その動きは測定上の留意点とともに読まれねばならない（Theil 1952; Carlson and Parkin 1975; Nardo 2003）。さらにこの動きは共変する活動の単一因子表現のなかで解釈されねばならない（Stock and Watson 1991）。

本系列は取引可能な予測ではなく記述的な心理指標である。

KRCSI は季節調整されていない月次の消費者心理指数であり、2008-07 から 2026-05 までの215観測値に対してトレンドを置かない定数設定で検定する。水準がゼロでない平均のまわりで変動し、決定的トレンドがないためである。調査尺度は有界だが標本区間で境界が決して束縛しないため、標準の帰無仮説と有界の帰無仮説がほぼ一致し、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 = 0.0061 で単位根を棄却し、Phillips and Perron (1988) 検定は p = 0.0007 でより明確に棄却し、KPSS 検定は p > 0.10 で定常性を棄却できないため (Kwiatkowski et al. 1992)、三手続きともに明確な 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。

明確な I(0) 判定において水準が定常な対象であるため、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、2018-08 に単一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、季節検定群が本来意図された診断である。HEGY 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 = 0.041 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および Ghysels and Osborn (2001) の季節分析の枠組みと整合する。差分系列に対する QS 統計量は p = 0.7355 で棄却できないため、決定的なパターンを超える残存季節自己相関は残らない。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確認する。