韓国国家債務

韓国の政府財政指標KRGDEBTとKRFISCALは、いかなる変換も経ず報告されたまま記録した原系列であり、中央政府の未償還債務と統合的な財政状態のウォン規模である。KRGDEBTは中央政府債務の年末残高であるD1総量であり単位は兆ウォン、KRFISCALは総収入から総支出と純貸付を控除した統合財政収支であり単位は十億ウォンであって、各年の初めに再起算される年内累計のフローとして編成される。

二つの数量はいずれも資金循環会計の系譜に属する金融勘定の規模であり、政府部門のすべての負債がその保有者の対応する債権に合わせて記入される（Copeland 1949）。債務残高は金融資産・負債ポジションの測定のために構築された部門別貸借対照表に位置し（Goldsmith, Lipsey, and Mendelson 1963）、収支は統合社会会計体系の金融勘定における政府部門の純ポジションとなり（Stone 1966）、この枠組みの国民勘定の前身は公共の収入と支出が分類される方式を定める（Meade and Stone 1941; Kuznets 1941）。

政府活動を国民総量のなかの独立した勘定として測定することは古くからの構成であり（Fabricant 1940; Stone 1947）、債務それ自体はその元利負担が現在と将来の公共所得を等置する利子となる債権である（Fisher 1930）。収支はフローであり債務はストックであるため、両者は赤字を未償還債務へ累積する会計恒等式によって結びつき（Obstfeld and Rogoff 1995）、その結果の政府ポジションは国民貸借対照表測度の一員を成す（Lane and Milesi-Ferretti 2001）。

ストックが含意する活動対比の債務比率は、その急速な上昇が長期の記録においてマクロ金融の緊張に繰り返し伴った構造的指標である（Schularick and Taylor 2012）。二つの系列はいずれも季節調整を含まず、ここでは編成されたまま債務は年次頻度で収支は月次頻度で記録する（Dawson 1996）。

KREDはKRGDEBTとKRFISCALにデフレートも再尺度化も平滑化も年率化も季節調整も適用しないため、各公表値は測定されたままの編成値であり、債務は兆ウォン、収支は十億ウォンの単位である。統合財政収支は固有の年初来累計ベースで再現し、月次増分へ分解しない。

測定の基盤は資金循環の枠組みであり、この枠組みは資金循環会計としてはじめて定礎され（Copeland 1949）、その後完結した実証体系として実装され（Copeland 1952）、すべての政府商品を四重記入の原理のもとで公共部門の負債であると同時に保有者の債権として記録する。政府勘定は統合社会会計体系の金融勘定から読み取られ（Stone 1966）、債務残高は年次の国民貸借対照表のなかで集計され（Goldsmith, Lipsey, and Mendelson 1963）、公共の収入と支出の分類は政府部門の国民勘定構成に従う（Meade and Stone 1941; Stone 1947）。

制度単位の部門区分と商品分類に関する実務規約は便覧の処理に従い（Dawson 1996）、政府を測定勘定として画定することは公共活動に関する初期の実証研究に基づく（Fabricant 1940; Kuznets 1941）。債務の数値は期末残高であり財政の数値は累積した年内フローであって、いずれの場合も本系列はモデル化された数量ではなく会計的に整合した数量として存在する（Fisher 1930）。

両者は収支の連鎖が未償還ストックへ累積する異時点間の会計恒等式によって結ばれ（Obstfeld and Rogoff 1995）、同一の構成は国民勘定を内部的に整合した体系として扱う方式の基盤となる（Frisch 1936）。

二つの政府財政系列は財政スタンスとその累積した遺産の第一の指標として注視される。収支は公共部門が国民貯蓄に対して現在引き出す取り分を測定し、債務はその引き出しが積み上げた請求権のストックを測定するからである。債務はその元利が将来の公共所得を吸収する請求権であり、これはその水準を財政当局の異時点間選択と結びつける（Fisher 1930）。二つの系列の経路は赤字が未償還債務へ累積する予算制約恒等式によってつながるため（Obstfeld and Rogoff 1995）、持続可能性の問いはいずれか一方ではなく両者をあわせて読み解かれる。

財政収支は強く循環的であり、収入と支出が活動に反応するにつれて景気後退期に拡大し拡張期に縮小する。これは景気循環測定の伝統に属する共変動である（Burns and Mitchell 1946）。活動対比の債務比率が長期の記録においてマクロ金融の緊張とともに繰り返し上昇してきたため（Schularick and Taylor 2012; Jordà, Schularick, and Taylor 2017）、ストックは会計的役割を超えた構造的指標である。

政府を独立した勘定として測定することは部門の引き出しを分析の直接の対象とし（Fabricant 1940; Kuznets 1941）、国民勘定の枠組みは公共の収入と支出を経済全体の循環流のなかに位置づける（Stone, Champernowne, and Meade 1942）。活動に照らすと、収支は私的予算ではなく公共予算を通じた購買力の異時点間再配分を測定する。

政府の総ポジションは純収支の示す以上の情報を担い（Obstfeld 2012）、高い公共債務はその後の循環の調達環境を条件づける（Lane and Milesi-Ferretti 2018）。財政数量と金利水準との実証的な結びつきは、二つの系列をより広いマクロ金融局面へ一層関連づける（Hamilton 1996）。

市場参加者にとって二つの政府財政系列は、国債デュレーションを価格づけし、国債が発行される供給規模を算定するためのマクロ・アンカーである。債務ストックは未償還請求権の数量を定め、その利回り変動に対する価格感応度は債券の利回りとキャッシュフローの加重満期のあいだのデュレーション関係により規定され（Macaulay 1938; Fisher and Weil 1971）、その請求権を価格づける期間構造は公共所得を繰り延べることへの報酬を担う（Hicks 1939）。

統合財政収支は近い時期の発行日程を左右し、その年初来累計のプロファイルは、デスクが国債でポジションをとる際に追跡する現金および調達需要の季節パターンを形づくる（Bartolini, Bertola, and Prati 2002; Bindseil 2004）。希少な銘柄が調達市場でプレミアムで取引されうるため、未償還ストックの構成もまた価格づけにとって意味を持つ（Duffie 1996）。

危機頻度と結びつく債務は無秩序な調整の確率を高め、国債および関連するエクスポージャーが清算される信用・期間スプレッドに情報を与える（Schularick and Taylor 2012; Jordà, Schularick, and Taylor 2017）。総ポジションは評価額と測定に留意して読むべきであり、これはポジション測定と収益率測定の文献が戒めるところであって（Gourinchas and Rey 2007a; Curcuru, Dvorak, and Warnock 2008）、この留保はすべての総公共ポジションへ一般化される（Obstfeld 2012）。

KRGDEBTは季節調整を適用しない中央政府債務の残高であり、統計対象はその対数水準であって、これを1次和分の候補として扱う。標本は2000年から2024年までの25個の年次観測値であり、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)の時差補強を適用したDickey and Fuller (1979)の拡張ディッキー・フラー回帰はp = 0.002で単位根を棄却する一方、ノンパラメトリックなPhillips and Perron (1988)検定はp = 0.682で棄却できず、定常性を帰無とする検定はp = 0.042で趨勢定常性を棄却するため (Kwiatkowski et al. 1992)、三つの手続きは食い違い、明確な和分次数を付与しない。短い年次標本はすべての検定脚の検出力を制約し、この小標本の留意点はNg and Perron (2001)の有限標本研究が明示するところであって、GLSトレンド除去による上位検定 (Elliott, Rothenberg, and Stock 1996)がこのような曖昧な判読のために留保された確認手段である。

対数水準が明確な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その1次差分で実施するが、近単位根ストックの水準ポートマントーは機械的な近単位自己相関を読み、水準平均変化の探索は確率的趨勢を偽って分割するからである (Perron 1989; Hamilton 2018; Bai and Perron 1998)。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ラグ1でQ = 6.96、ラグ2でQ = 7.02となりp = 0.008およびp = 0.030で白色雑音の帰無を棄却する。Bai and Perron (2003)の動的計画アルゴリズムで計算した多重構造変化手続きは対数差分の平均に2007年で単一の変化点を置き、これは差分対象に対するAndrews (1993)の母数不安定性推論と合致する。

年次標本には定義された季節周期がないため、季節バッテリーは適用されず実施しない。これは応用文献における頻度と季節性の扱いと整合する (Ghysels and Osborn 2001)。