韓国就業者数(季節調整)

KREMPは季節調整された月次の就業者数であり、公表される水準のまま追加的な変換を加えずに記録した系列である。就業者は標準的な労働力統計の枠組みにおいて、短い基準期間中に収入や利潤を目的として働いたか、そうした仕事から一時的に離れていた者として定義される(Hussmanns, Mehran, and Verma 1990)。この頭数は労働時間ではなく人を数えており、求職と就業可能性の基準を就業者と失業者および非労働力人口を分かつ境界とする(Clark and Summers 1979)。

総量的な実体活動を数える系列として、就業者数は景気とおおむね一致する月次系列群に属しており、基準循環の設定の中心に据えられた指標でもある(Mitchell and Burns 1938; Burns and Mitchell 1946)。このように共に動く総量は観測されない単一の景気状態の指標として捉え直され、就業者数はその共通因子が一致総合指数を規定する四つの月次総量の一つである(Stock and Watson 1989, 1991)。就業者数は拡散指数および総合景気指標の体系で定型化された役割を担い、実時間で読む現在の景気信号として機能する(Moore 1961; Shiskin 1961; Zarnowitz 1992)。

こうした非理論的な頭数は、労働市場のモデルに照らして初めて経済的意味を得る(Koopmans 1947)。

KREDは公表値をそのまま格納するのみでそこから何も計算しておらず、再スケーリング・デフレート・平滑化・年率換算のいずれも適用しない。したがってこの数値を生み出すすべての演算は、KREDではなく系列を生成する測定体系の内部で行われる。

その測定は、面接員が固定された基準週の間に活動状態を記録し、国際的に合意された地位規則に従って就業者を集計する確率標本の世帯調査に基づいており(Hussmanns, Mehran, and Verma 1990)、これは活動に関する設問を初めて科学的に扱った調査設計の論理に従う(Anderson 1952)。月次の原数値の頭数は暦と季節の規則性に沿って動くため、公表水準はすでに源泉で季節調整されており、その結果、KREDが保持する系列がKRED自身によっては無変換でありながら上流で調整済みであるという二つの事実が、互いに矛盾なく同時に成り立つ。この調整は月次指標に実装された移動平均分解の方式で年内に繰り返すパターンを除去し、季節ではなく景気の変動を読むように残す(Shiskin 1961)。

景気的な数量として解釈するとき、この頭数は指標選定の論理、基準循環の測定、アルゴリズム化された転換点の設定、拡散・総合指数の構成の系譜を受け継ぐ(Mitchell and Burns 1938; Burns and Mitchell 1946; Bry and Boschan 1971; Moore 1961)。就業者水準は潜在的な活動状態を代理する動学的因子として解釈される(Stock and Watson 1989, 1991)。この信号の歴史的な有用性は評価されており(Zarnowitz 1992)、その解釈は明示的なモデルに照らして初めて経済的意味を得るという留保を伴う(Koopmans 1947)。

実体活動の一致指標として、就業者数は転換点が群をなして拡張と収縮を規定する基準循環の体系に属する系列の一つであり、まさにその景気とのおおむねの一致ゆえに選定された(Mitchell and Burns 1938; Burns and Mitchell 1946)。こうした頭数は経済の現在の状態に対する単一指数の解釈に組み込まれ、これは月次の就業者変動を景気局面の信号として扱う実証的な根拠となる(Stock and Watson 1989, 1991)。この系列はほぼ実時間で転換点を識別する拡散・総合の体系の中に置かれ、その信号の歴史的な信頼性は評価されてきた(Moore 1961; Shiskin 1961; Zarnowitz 1992)。

労働市場の解釈は、就業水準を静的な存在量ではなく総流入・総流出の流れとして読み、頭数の増分が経済的に何を意味するかを地位定義によって固定することに依拠する(Clark and Summers 1979; Hussmanns, Mehran, and Verma 1990)。一致する頭数は労働市場の構造モデルに照らしてのみ景気情報を持つという戒めが常に伴う(Koopmans 1947)。就業が家計所得を決定するため、これはまた消費行動の基礎をなす支出と信頼の経路を条件づける(Katona 1951)。

市場は月次の就業者数を、金融政策と短期金利の経路を条件づける景気局面の高頻度の尺度として読んでおり、この読み方は、確立された一致指標としての役割と、潜在状態の代理変数としての定式化とに基づく(Mitchell and Burns 1938; Burns and Mitchell 1946; Stock and Watson 1989, 1991)。就業が総労働所得を牽引するため、これは家計支出行動の基礎をなす消費の経路を支えており(Katona 1951)、その予測情報量は関連する消費者心理の系列を通じて評価されてきた(Carroll, Fuhrer, and Wilcox 1994; Ludvigson 2004)。

総合・拡散の体系はこの頭数を景気局面ごとのポジションを構築する実時間の点検盤の中に収めており(Moore 1961; Shiskin 1961; Zarnowitz 1992)、転換点はアルゴリズムで設定される(Bry and Boschan 1971)。信用およびデュレーションのリスクについては、労働市場の流れと地位会計が、水準の変化が採用の強さを反映するのか構成の変動を反映するのかを分かつ(Clark and Summers 1979; Hussmanns, Mehran, and Verma 1990)。

標本は1999-06から2026-04までの323個の月次観測値であり、単位根検定は定数と趨勢を含めて実施した。

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 = 0.0152で単位根の帰無仮説を棄却し、ノンパラメトリックなPhillips and Perron (1988)検定はp = 0.0082でより明確に棄却する。定常性を帰無とするKPSS検定 (Kwiatkowski et al. 1992)はp > 0.10で棄却できないため、三つの手続きはいずれも曖昧さなく趨勢定常I(0)の分類に合致する。GLSトレンド除去による上位検定 (Elliott, Rothenberg, and Stock 1996)は、当ハウス・プロトコルでは判定が曖昧な場合にのみ留保的に用いられ、この明確な判定には必要とされない。

Bai and Perron (1998)の多重構造変化の枠組みをBai and Perron (2003)の動的計画アルゴリズムで計算すると、2003-06、2007-06、2011-10、2015-10、2021-12と推定される五つの構造変化が見いだされ、三つの手続きが明確なI(0)に合致して水準が定常な対象であるため、これらの平均水準の変化点は引用可能であり、確率的趨勢ではなく標本全体にわたる趨勢水準の移動として読まれる。

Hylleberg et al. (1990)の季節単位根検定はCanova and Hansen (1995)の定常性側の検定で補完され、季節性を検出しないが、これは系列に本来季節パターンが存在しないためではなく、公表される頭数にすでに適用された源泉の季節調整を反映する。Ljung and Box (1978)のポートマントー統計量はBox and Pierce (1970)の原型を精緻化したものであり、最大ラグでp = 0.000を返しており、滑らかで非常に持続的な就業者水準において予想される強い残差自己相関を示す。