韓国実質国民総所得

韓国の国民経済計算の総量KRNGDP・KRGDPDEF・KRPCE・KRFACINV・KRCONINV・KRGNI・KRSAVRATE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、居住者経済の産出・物価・支出・所得・貯蓄を編成した数量である。これらは一つの統合国民経済計算体系のなかに位置し、支出側から測定した国内総生産は最終消費と投資と純輸出の和に等しく、同一の産出を経常価格で再評価しその数量で除した値が含意される物価デフレーターを規定するため、水準と構成要素とデフレーターは推定ではなく構成上たがいに結ばれる。

各総量は国民所得測定の系譜に属する複式社会会計の数量であり（Kuznets 1941）、すべての取引が体系を閉じる会計恒等式のもとで使用に一度、対応する資源に一度記入される（Meade and Stone 1941）。構成要素は統合された生産・所得・支出勘定から読み取られ（Stone 1966）、その定義と整合規則は社会会計の枠組みから受け継がれ（Stone 1947）、その産出概念は生産と実質産出の測定に従う（Fabricant 1940）。

名目総量を数量と物価の部分へ分離する作業は指数問題であり、これは経常価格の産出を古典的な指数の伝統で構築した物価指数でデフレートして解決し（Fisher 1922; Laspeyres 1871; Paasche 1874）、その超越対数的な精緻化を加えるため（Diewert 1976）、デフレーターは真の産出費用の比較に近似する（Konüs 1939）。実質の支出・所得総量は同一の再評価で得た数量対応物であり、貯蓄率は可処分所得のうち消費されなかった割合である。

居住者経済の経常収支は国民貯蓄から国内投資を差し引いた値に等しいため、貯蓄率と投資構成要素は貯蓄と投資と対外収支を結ぶ期間間会計恒等式で結ばれ（Obstfeld and Rogoff 1995）、その背後の累積ポジションは国民貸借対照表へ写像される（Goldsmith, Lipsey, and Mendelson 1963）。これらの総量は産出・支出・所得の変動を景気循環として測定可能にするために構築された（Burns and Mitchell 1946）。

これらの系列のうち複数は源泉で季節調整されており、ここでは追加の調整なしに記録し、物価デフレーターと貯蓄率は季節調整なしに報告されたまま記録するため、それぞれは源泉で担われた暦上の処理をそのまま保つ。

KREDはKRNGDP・KRGDPDEF・KRPCE・KRFACINV・KRCONINV・KRGNI・KRSAVRATEにデフレートも再尺度化も平滑化も年率化も適用しないため、各公表値は測定されたままの国民経済計算の値であり、経常価格または数量の水準は十億ウォン単位、デフレーターは指数、貯蓄率は百分率の割合である。いずれの系列に含まれる季節調整も源泉で実施されたものをそのまま再現するのであって、KREDが適用するのではない。

測定の基盤は複式の国民経済計算体系であり、この体系はすべてのフローを使用であると同時に資源として記入し勘定を均衡させ（Meade and Stone 1941）、国民所得の定礎的推定を統合社会会計体系のなかで拡張する（Kuznets 1941; Stone 1966; Stone 1947）。そうした推定の信頼限界は勘定自体とともに定式化され（Stone, Champernowne, and Meade 1942）、取引主体の部門区分とフロー分類に関する実務規約は便覧の処理に従う（Dawson 1996）。

経常価格の総量を数量とデフレーターへ分離する作業は指数理論を適用し、その理論では数量と物価が対をなす正確指数へ結合し（Fisher 1922; Diewert 1976）、基礎集計は古典的な物価指数の形式に依拠し（Laspeyres 1871; Paasche 1874; Törnqvist 1936）、現代方法論の指数整合の要件に従う（Balk 1995）。消費と投資の数量総量は同一の再評価で得られ、実質産出の測定は数量と物価の成分の処理に従う（Hill 1988）。

貯蓄率は貯蓄された国民総可処分所得の割合として編成されるため、その分子と分母の定義を所得・支出勘定から受け継ぎ（Stone 1966）、構成上は貯蓄・投資恒等式を満たす（Obstfeld and Rogoff 1995）。いずれの場合も公表値はモデル化された数量ではなく会計的に整合した水準と比率と指数として存在し、それが支える循環の分解は勘定が測定可能にしようとしたまさにそれである（Frisch 1936）。

国民経済計算の総量は最も注視される巨視的数量に属するが、産出とその支出構成要素と所得と貯蓄が活動の状態とその背後の期間間選択をともに追跡するからである。実質産出とその数量構成要素は景気循環測定の原材料であり（Kuznets 1941; Burns and Mitchell 1946）、変動を衝撃と伝播とみる見方はまさにこうした総量に依拠する（Frisch 1936）。

支出の分解はその部分が循環にわたり異なって動くため有益である。消費は最も大きく最も緩やかな構成要素でありその共動が循環の時点を定めるのに役立ち（Stock and Watson 1989）、設備投資と建設投資は変動が大きく前方を見据える部分でありその転換点が総量に先行する（Mitchell and Burns 1938; Moore 1961）。これらの構成要素が産出に対してもつ体系的な時差は先行・一致指標の伝統の基礎である（Zarnowitz 1992）。

デフレーターは名目成長と実質成長を分かつ物価情報を担い、その挙動は趨勢から一時的な動きを取り除く基調インフレの概念に照らして読む（Eckstein 1981）。実質国民総所得は海外純受取所得と交易利得の調整の分だけ実質産出と異なるため、居住者に実際に帰属する購買力を測定し、これは相対価格が動くときに重要となる区別である。

所得に照らして貯蓄率は購買力の時間間再配分を測定し、貯蓄・投資恒等式により経済の純貸出ポジションに等しいため（Obstfeld and Rogoff 1995）、総貯蓄と投資は純対外フローを超える情報をもつ（Obstfeld 2012）。家計の消費と貯蓄は所得と期待に反応し（Carroll, Fuhrer, and Wilcox 1994; Ludvigson 2004）、統合勘定はこれらの残高を需要分析の直接の対象とする（Stone 1966）。

市場参加者にとって国民経済計算の総量は循環的・資産間ポジショニングの巨視的オーバーレイであるが、産出と支出と所得と貯蓄が収益と金利とリスクプレミアムの展開する背景を設定するからである。これらの総量で構築した景気循環の年代記は転換点の時点を測る基準であり（Burns and Mitchell 1946; Zarnowitz 1992）、総合指標の伝統はその共動を循環に対する取引可能な判読へ精緻化する（Stock and Watson 1989; Moore 1961）。

構成要素は価格形成に異なって作用する。変動の大きい投資総量と前方を見据えるサーベイ残高は循環に先行するため、その転換はデュレーションと信用エクスポージャーの時点を知らせ（Mitchell and Burns 1938）、この活用は活動データから市場の晴雨計を読もうとした初期の試みから受け継がれる（Persons 1923）。消費とその貯蓄対応物は売上を導く需要経路と信用パフォーマンスの背後の家計キャッシュフローを条件づける（Carroll, Fuhrer, and Wilcox 1994; Ludvigson 2004）。

デフレーターが重要なのは、物価を除いた実質成長のみが実質収益へ写像され、物価の一時性と趨勢の分解がその写像を鋭くするからである（Eckstein 1981）。名目産出とその利子費用は、放棄された収益が保有者の金利感応度へつながる貯蓄・投資の均衡を固定する（Fisher 1930）。

貯蓄率と対外収支は通貨デスクと巨視健全性の監督が注視するエクスポージャーを枠づけるが、一国の純貸出ポジションがその対外債権のフロー対応物だからであり（Obstfeld and Rogoff 1995; Lane and Milesi-Ferretti 2001）、貯蓄と信用の急激な変動は長期の記録で繰り返し金融不安定に先行してきた（Schularick and Taylor 2012; Jordà, Schularick, and Taylor 2017）。

KRGNIは韓国の実質国民総所得であり、源泉で季節調整された国民経済計算の水準であって、公表される値が統計対象であり1次和分が予想される。標本は1960年から2026年までの265個の四半期観測値であり、単位根三検定は水準に定数と趨勢を含めて実施する。

Said and Dickey (1984)の方式でラグ拡張を適用したDickey and Fuller (1979)の拡張回帰は統計量−0.599、p = 0.979で単位根を棄却できず、ノンパラメトリックなPhillips and Perron (1988)検定は統計量−0.700、p = 0.973でこれに合致し、Kwiatkowski et al. (1992)の定常性帰無検定は統計量0.590、p < 0.01で趨勢定常性を棄却するため、三つの手続きはいずれも明確なI(1)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)は判定が曖昧な場合にのみ留保され、この明確な判読には用いられない。

水準がI(1)であるため、ポートマントーと構造変化の探索は1次差分で実施するが、水準ポートマントーは趨勢水準の近単位自己相関を読み、水準平均変化の探索はこれ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、差分系列においてラグ4でQ = 10.91、ラグ8でQ = 16.70となり各々p = 0.028とp = 0.033で白色雑音の帰無を棄却し、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差分系列の平均に1985-10の1つの変化点を置く。

水準が源泉で季節調整されるため、季節性検定群は原資料の暦構造を検討するのではなく源泉調整を確認する。Hylleberg et al. (1990)の季節単位根検定は四半期の周波数に適用され後にBeaulieu and Miron (1993)へ拡張されたものであって、統計量202.427、p = 0.000で季節周波数の単位根を棄却し、季節ダミーはF = 1.019、p = 0.385で結合有意ではないため確率的季節性も決定的季節性も源泉で残らない。季節周波数ポートマントーは差分系列において16.70、p = 0.033を返すが、これは源泉調整が除去し得なかった季節パターンではなく季節ラグの残差自己相関を反映する。この定常季節の判読はCanova and Hansen (1995)および季節調整の文献と合致する(Ghysels and Osborn 2001)。