韓国中央政府総支出

韓国の政府財政フロー指標KRGOVREV・KRGOVEXP・KRTAXREV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、会計年度が進むにつれて積み上がる中央政府の収入と支出のウォン規模である。KRGOVREVは総収入、KRGOVEXPは総支出、KRTAXREVは総収入のうち経常収入に含まれ租税として徴収される国税収入であり、いずれも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。統合財政収支として公表されるKRFISCALは総収入から総支出と純貸付を控除した純額であるため、三つの系列はその収支の総額の両面にあたる。

勘定の両辺は政府部門を複式の原理で構成した国民勘定の規模であり（Meade and Stone 1941; Stone 1947）、公共の収入と支出は現金の残差ではなく部門の経常・資本取引として記入される。これらのフローが合流する総量の定義は政府活動を独立した勘定として置く国民所得の枠組みにあり（Kuznets 1941）、その活動をそれ自体の推定対象として測定することは長い実証の系譜をもつ（Fabricant 1940）。金融の規模として読めば、公共部門の収入と支出はこれを支払い受け取る相手方の対応する請求権に合わせて記入され（Copeland 1949）、そうして得られた部門ポジションは統合社会会計体系の金融勘定において集計される（Stone 1966）。

租税収入は購入ではなく公共部門への移転であるため、KRTAXREVは収入側の強制的な部分を測定し、提供された公共サービスの量ではなく課税の基盤となる規模に従って動く。これに対し支出は購入と移転、そして利子を包含し、利子は現在と将来の公共所得を等置する価格である（Fisher 1930）。収入と支出はフローであり、それが残す債務はストックであるため、三つの系列は赤字を累積する会計恒等式を通じて未償還の政府債務へつながり（Obstfeld and Rogoff 1995）、その恒等式が生み出すポジションは国民貸借対照表測度の一員を成す（Goldsmith, Lipsey, and Mendelson 1963; Lane and Milesi-Ferretti 2001）。

三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累計ベースの月次頻度で記録する（Dawson 1996）。収入側が活動に反応する一方で支出側は相当部分があらかじめ定まるため、両者の間隔は景気に応じて広がり狭まる。これは景気循環測定の伝統に属する共変動であり（Burns and Mitchell 1946）、その間隔がやがて含意する活動対比の債務比率は長期の記録において構造的指標として読まれる（Schularick and Taylor 2012）。

KREDはKRGOVREV・KRGOVEXP・KRTAXREV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単位は十億ウォンである。いずれも固有の年初来累計ベースで再現し、月次増分へ分解することも移動十二か月合計へ換算することもしない。

収入と支出を分ける分類は政府勘定を複式で構成した方式に従い（Meade and Stone 1941; Stone 1947）、そのなかで租税の項目が他の経常収入と区別される。勘定そのものは国民所得の枠組みの政府部門として読み取られ（Kuznets 1941）、公共部門と残りの経済を画する境界は公共活動に関する初期の実証的画定に基づく（Fabricant 1940）。対応する記入は資金循環会計のものであり、公共部門へ出入りするすべての支払が相手方に合わせて同時に記録され（Copeland 1949）、これはのちに完結した実証体系として実装された（Copeland 1952）。

フローを対応するストックと整合させるための部門区分と金融商品分類の実務規約は金融勘定の便覧の処理に従い（Dawson 1996）、フローを照合するストック側は部門別貸借対照表である（Goldsmith, Lipsey, and Mendelson 1963）。統合社会会計体系のなかで三つのフローはモデル化された数量ではなく政府部門の記入であり（Stone 1966）、そうした推定の信頼度それ自体が勘定の測定属性として扱われる（Stone, Champernowne, and Meade 1942）。

累計系列は平滑された値ではなく会計上の和であるため、各観測値は一月以降に記録されたフローの累計であり、一年の十二番目の観測値は推定ではなく構成によって年間合計となる（Frisch 1936）。これらのフローから未償還債務へ至る連結は、収支の連鎖がストックへ累積する異時点間の会計恒等式であり（Obstfeld and Rogoff 1995）、支出総額に含まれる利子は異時点間の所得を等置する価格である（Fisher 1930）。

三つのフローは財政スタンスの総額の両面として読まれる。収入は公共部門が当期に民間所得から受け取る取り分を測定し、支出は購入と移転として返す取り分を測定するからである。両者の差は国民貯蓄に対する引き出しであり、その累積が未償還の公共債務を成すため（Obstfeld and Rogoff 1995）、スタンスは純額だけでなく両面をあわせて判断される（Copeland 1949）。支出総額に内在する利子は、このスタンスを公共所得の異時点間価格と結びつける（Fisher 1930）。

収入側は二つのうちより循環的である。課税の基盤が活動に従って動く一方で支出の相当部分はあらかじめ約定されるからであり、この非対称は国税収入を循環測定の伝統に属する活動感応的な系列とする（Burns and Mitchell 1946; Zarnowitz 1992）。累計の構成はこの判読を一層鮮明にする。年初来の累計が前年の同じ時点と直接比較され、収入が予算の含意する速度を上回っているか下回っているかを明らかにするからである。

政府を別個の勘定として測定することは部門の回収と注入を分析の直接の対象とし（Fabricant 1940; Kuznets 1941）、会計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 1966; Stone, Champernowne, and Meade 1942）。活動に照らすと、両面は国家の規模そのものではなく家計・企業・政府のあいだの購買力の再配分を測定する。

支出が収入を持続的に上回れば累積債務は増え、その活動対比の比率は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ており（Schularick and Taylor 2012; Jordà, Schularick, and Taylor 2017）、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）。総ポジションは純収支が示す以上の情報を担い（Obstfeld 2012）、財政数量と短期金利水準との実証的な結びつきはこれらのフローをより広いマクロ金融局面へ関連づける（Hamilton 1996）。

市場参加者にとって中央政府の収入と支出は、国債発行の背景にある調達必要額を算定するための入力である。年間を通じた両者の間隔が、どれだけの量をいつ売らなければならないかを定めるからである。その債券の利回り変動に対する価格感応度は、そ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）、これを価格づける曲線は異時点間の所得を繰り延べることへの報酬を担い（Hicks 1939）、その曲線を約定価格から日次で構成すること自体が測定の作業である（Gürkaynak, Sack, and Wright 2007）。

収入と支出の累計プロファイルは政府の現金ポジションの季節パターンを刻み、このパターンは納税と資金執行の時点を通じて短期金融市場へ伝わり、オペレーションの枠組みが相殺すべき流動性の状況として現れる（Bartolini, Bertola, and Prati 2002; Bindseil 2004; Borio 1997）。国債でポジションを調達するデスクがこのフローを追跡するのは、納付と執行が集中する時点で希少になった担保が有担保の調達市場でプレミアムで取引されるからであり（Duffie 1996）、その圧力が最終的に決まる場は翌日物金利の市場である（Hamilton 1996）。

収入が予算の速度に遅れ支出が先行すれば調達所要が大きくなるというシグナルとなり、市場はいかなる公表にも先んじてこれを供給見通しへ織り込む。持続する間隔は債務として累積し、その水準はマクロ金融の無秩序な調整の頻度と結びついてきたため（Schularick and Taylor 2012; Jordà, Schularick, and Taylor 2017）、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。

三つの系列は純ポジションではなく総額のフローであるため、評価額と捕捉範囲についてポジション測定の文献が戒めるのと同じ留意を要し（Gourinchas and Rey 2007a; Curcuru, Dvorak, and Warnock 2008）、この留保はすべての総公共規模へ一般化される（Obstfeld 2012）。

KRGOVEXPは季節調整を適用しない累計の支出フローであり、値が常に正であるため、統計対象はその対数水準である。標本は2000-01から2026-05までの317個の月次観測値であり、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 = 0.146で単位根を棄却できない一方、ノンパラメトリックなPhillips and Perron (1988)検定はp = 0.000で単位根を棄却し、定常性を帰無とする検定はp > 0.10で趨勢定常性を棄却できないため (Kwiatkowski et al. 1992)、三つの手続きは食い違い、明確な和分次数は付与されない。母数的な脚とノンパラメトリックな脚が分かれるこの様相は、近単位移動平均誤差のもとでNg and Perron (2001)の有限標本研究が記録した種類のものであり、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対数差分で実施するが、累積する系列の水準ポートマントーは機械的な自己相関を読み、水準平均変化の探索は系列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、対数差分においてラグ12でQ = 342.36、ラグ24でQ = 666.92となりいずれもp = 0.000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変化点を見いださない。

季節検定はこの季節調整前の月次系列に適切であり、累計の構成は支出が一月の再起算から十二月の合計へ向けて積み上がるため強い年内パターンを刻む。Beaulieu and Miron (1993)の月次の仕組みを備えたHylleberg et al. (1990)の季節単位根検定はF = 3.47、p = 0.263で季節周波数の単位根を棄却できない一方、季節ダミーは差分系列においてF = 117.44かつp = 0.000で結合有意であり、季節ポートマントーも季節ラグにおいてQ = 605.52、p = 0.000で白色雑音を棄却する。したがって季節性は存在するものの決定的であるとは断定せず、確率的な季節成分も排除されないと報告するが、これが季節調整前の累計財政系列に対する正直な判読である (Ghysels and Osborn 2001)。