韓国経済心理指数

経済心理指数は毎月記録される総合的な経済心理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。企業と家計の調査回答を一つにまとめ、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を超えれば民間部門の心理が過去平均を上回ること、下回れば下回ることを示す。

本指標は企業と消費者の態度と期待それ自体が観測可能であり経済的に有意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企業景気・消費者調査である。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・確率の論理により連続的な数値へと凝縮される（Theil 1952; Carlson and Parkin 1975）。

企業と消費者の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総合指標群に属し、その構成と意味は複数の文献で検討されてきた（Zarnowitz 1992; Nardo 2003; Ludvigson 2004）。

KREDは経済心理指数に再尺度化、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総合指数が生成される調査・指数の測定基盤に限られる。

出発点はAnderson (1952)型の景気動向調査の一対であり、企業と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、構成系列は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に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)の総合が援用される。そうした無理論的な測定が構造モデルではないという恒常的な留意はKoopmans (1947)が述べたものである。

経済指標として経済心理指数は民間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支出を牽引すると論じ、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。

実証的に調査心理はファンダメンタルズの説明を超えて支出と産出に対する独自の予測力をもつ（Carroll, Fuhrer, and Wilcox 1994; Ludvigson 2004）。この性質が本総合指数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経済心理指数は、民間部門の心理を高頻度で捉える指標として機能し、市場は需要の早期の信号を求めてこれを注視する。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り、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、景気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のに役立つ。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重要である。

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り、その基礎はAnderson (1952)が定式化したup-same-down調査設計にある。

経済心理指数は季節調整されていない月次の総合心理指数であり、2003-01 から 2026-06 までの282観測値に対して定数・トレンド設定で検定する。標準化された心理総合指数は原理的には有界の対象だが、標本の全期間で指数は拘束的な境界から遠く離れているため、標準的な単位根の帰無仮説が有界の帰無仮説とほぼ一致し、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 = 0.0013で単位根を棄却し、ノンパラメトリックなPhillips and Perron (1988)検定はp = 0.0136で棄却し、KPSS検定はp > 0.10で定常性を棄却できないため (Kwiatkowski et al. 1992)、三手続きは相違なく明確な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。

三手続きが明確なI(0)判定に合致するため、水準が定常な対象であり、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、2012-07 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、ここでは季節検定群が本来意図された診断である。HEGY季節単位根検定は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 = 0.000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の枠組みおよびGhysels and Osborn (2001)の季節時系列分析と整合する。差分系列に対するQS統計量はp = 0.0675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の月次段でいずれも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示す。