韓国住宅売買取引量

本グループは韓国住宅市場の指標を月次の季節未調整の水準として、各原系列を無変換で記録する。グループは住宅売買価格とチョンセ保証金価格の二つの価格指数、そして未分譲の新築住宅在庫と売買取引件数という二つの数量系列を収める。

二つの価格指数は固定バスケット集計であり、基準加重を比較期間に固定するため、各指数の動きは在庫構成の変化ではなく純粋な価格変化のみを反映する(Laspeyres 1871)。時間反転・要素反転検定を満たす当期加重の双対と幾何平均の理想指数がこの固定基準の水準を挟み、支出割合対数変化形態がその水準を読み取る超越対数的近似となる(Paasche 1874; Fisher 1922; Törnqvist 1936)。

各価格指数が究極的に近似する概念は効用一定の価格比率であり、これは指数理論の四つの接近の分類のなかで精緻化され、正確かつ超越対数的な集計関数に基づく(Konüs 1939; Diewert 1976, 2002)。住宅バスケットは異質で回転が遅いため、記録された水準は品質変化・構成の乖離のぶんだけその目標から外れ、この構成が満たす公理的整合性は検定接近の系譜に置かれる(Diewert 1998; Boskin et al. 1996; Balk 1995)。

二つの数量系列は価格ではなく件数であり、評価ではなく回転と在庫で住宅循環を測る伝統に属する(Burns and Mitchell 1946; Mitchell and Burns 1938)。住宅取引の回転と未分譲在庫の滞留はその循環の古典的な一致・遅行の標識である(Persons 1923; Moore 1961)。住宅は家計借入の支配的な担保であるため、これらの数量は金融循環のレバレッジ局面をも追跡する(Schularick and Taylor 2012; Jordà, Schularick, and Taylor 2017; Borio 1997)。

各系列は供給ショックに頑健なあるいは平滑化された循環的中心傾向ではなく、原系列の分布のまま保持される(Eckstein 1981; Zarnowitz 1992)。

KREDはこれらの住宅市場系列にいかなる変換も適用せず、公表された各水準を日付のパースと長形式ストアへの再構成のみを経て記録のまま読み込む。再指数化・デフレート・季節調整・平滑化・年率化・前年同月差分のいずれも行わないため、価格指数は公表の指数値として入り、数量系列は公表の件数として入る。

二つの価格水準が存在するに至る測定の基盤は固定バスケット集計であり、基準期間の調査が加重を固定し、個別の価格相対値を総合指数へと結合する(Laspeyres 1871)。その構成は当期加重指数・対称的な理想指数・支出割合対数変化指数を代替肢とする指数理論の枠組みに位置し、後ろの二つの超越対数公式は柔軟な集計関数に対して正確である(Paasche 1874; Fisher 1922; Törnqvist 1936; Diewert 1976)。

同一の価格数値に至る四つの概念的経路は固定バスケット・検定・確率的・経済的接近であり、その水準が狙う効用一定の概念は住宅サービスを固定した比率である(Diewert 2002; Konüs 1939)。記録された水準とその目標との差は品質変化・構成バイアスからなるが、系列は測定されたとおりに提供されるため、KREDはこれを補正せず、検定接近の公理的な修正も課さない(Diewert 1998; Boskin et al. 1996; Balk 1995)。

二つの数量系列は価格の集計ではなく単位を数えて形成され、これは住宅市場の循環測定が依拠する回転と在庫の集計である(Burns and Mitchell 1946; Mitchell and Burns 1938; Persons 1923)。KREDはこの件数を報告のまま記録し、これを平滑化された循環指標へ変える基準循環の日付設定や趨勢抽出を適用しない(Moore 1961; Zarnowitz 1992; Eckstein 1981)。

住宅市場の計器として、これらの系列はマクロ分析が併せて読む部門の二つの顔である価格と数量を担う。売買価格指数とチョンセ指数は住宅サービスの評価を測り、安定の計器として用いられるかは固定バスケット水準が効用一定の価格をどれほど忠実に追跡するかにかかっている(Konüs 1939; Laspeyres 1871)。

住宅バスケットは異質で回転が遅いため、記録された価格水準は品質一定の概念に対する既知のバイアスをもつ代理指標であり、これは指数理論が固定基準の構成に帰属させる構成・品質変化の乖離である(Diewert 1998; Boskin et al. 1996)。その乖離に照らして読んでも、売買価格指数は平滑化されたコアではなく政策が反応する持続的な評価の振幅を識別する(Eckstein 1981; Diewert 2002)。

未分譲在庫と取引の系列は、その評価の振幅を先導し確認する数量信号、すなわち古典的循環の回転・在庫の標識を与える(Burns and Mitchell 1946; Mitchell and Burns 1938)。未分譲住宅の滞留の増加と売買取引の細りは、住宅の下降が日付づけられる一致・遅行の指標である(Persons 1923; Moore 1961; Zarnowitz 1992)。

金融安定の分析では四つの系列は信用循環の住宅局面として読まれ、これは住宅が家計レバレッジの支配的な担保であり、住宅価格・回転の循環の振幅がそのレバレッジの累積に対応するからである(Schularick and Taylor 2012; Jordà, Schularick, and Taylor 2017; Borio 1997)。消費バスケットに対する住宅の相対価格は、同じ信号を実質で枠づける(Fisher 1930)。

資産の価格付けにおいて住宅市場の水準は、住宅ローン・不動産連動証券・家計のバランスシートが評価される観測対象である。二つの価格指数は評価の局面を決済し、指数理論は価格指数が満たすべき時間反転・要素反転検定で名目住宅価値のデフレートを形式化する(Fisher 1922; Laspeyres 1871; Paasche 1874)。

市場が評価する水準は効用一定の価格ではなく固定バスケットの構成であるため、構成・品質変化の乖離はヘッドライン指数と個別住宅の反復売買価値との間のベーシスに反映される(Diewert 1998; Boskin et al. 1996; Törnqvist 1936)。連続するヴィンテージが決済のために整合的に連鎖するかは、構成の公理的整合性が規律する(Balk 1995; Diewert 2002)。

未分譲在庫と取引の系列は、評価だけでは見落とす流動性・供給滞留のリスクを価格付けし、これは担保の循環的な読みが依拠する回転・在庫の情報である(Burns and Mitchell 1946; Mitchell and Burns 1938; Moore 1961)。取引件数の細りは、価格指数が転じるはるか前に不動産担保のヘアカットを広げる市場流動性の警報である(Persons 1923; Zarnowitz 1992)。

マクロのポジショニングでは四つの系列は金融循環の住宅局面として読まれ、その振幅とレバレッジの累積は、支配的な家計担保である住宅が銀行体系へ伝達するテールリスクを担う(Schularick and Taylor 2012; Jordà, Schularick, and Taylor 2017; Borio 1997)。長期の収益を判定する実質住宅価値は、消費バスケットでデフレートした名目水準である(Fisher 1930; Konüs 1939)。

KRHTXNは季節調整を施さない住宅売買取引の件数として公表され、妥当な統計対象はその件数の対数であり単位根の有無を検討する。標本は2006-01から2026-04までの244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 = 0.182で単位根を棄却できず、定常性を帰無とするKwiatkowski et al. (1992)検定はp = 0.019で趨勢定常性を棄却し、いずれの判読も和分した対数件数と合致する一方、Phillips and Perron (1988)検定は唯一の異論としてp = 0.000で単位根を棄却するが、これは近単位移動平均誤差の下で偽の定常性へ過剰棄却する文書化されたフィリップス・ペロンの様相であって定常性の独立した証拠ではないため、明確な和分次数は付与されない(Ng and Perron 2001)。

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、近単位根件数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)。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p = 0.000で白色雑音の帰無を棄却し、Bai and Perron (1998)の多重構造変化手続きをBai and Perron (2003)の動的計画アルゴリズムで計算すると、差分系列の平均にいかなる変化点も見いだされない。

この季節調整を施さない月次の件数では季節検定が妥当である。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p = 0.000で季節周波数の単位根を棄却する一方、結合季節ダミーFはp = 0.000で有意であるため、季節性は確率的ではなく決定的に存在し、これは住宅取引に顕著な年間の引越し期の様相であってCanova and Hansen (1995)の定常季節の判読および系列の季節未調整の性格と合致する(Ghysels and Osborn 2001)。