韓国期待インフレ調査(1年)

KRINFEXPSVは、家計を対象とする調査において今後12か月にわたり消費者物価水準が上昇すると回答者が予想する率を、無変換のまま記録した1年期待インフレ率の原系列である。回答者が予測する対象は個々の価格ではなく消費者物価指数の比例的変化であり、その指数の水準はいずれか一つの価格ではなく指数理論によって定義される。

物価水準は、固定バスケットの伝統において基準時点の数量で加重した個別価格の平均として測定され（Laspeyres 1871）、そこに比較時点加重のその対応物（Paasche 1874）と、両指数を幾何平均で調停する理想指数（Fisher 1922）が並び立つ。こうした指数が近似しようとする経済理論上の目標は効用を一定に保つ支出比率たる真の生計費指数であり（Konüs 1939）、公表される消費者物価指数が追跡すべき概念として規定される（Diewert 1998）。

したがって回答者はLaspeyres型の集計量の予想上昇率を報告する。この集計量は構成上、優越指数の形式（Törnqvist 1936; Diewert 1976）や、四つの接近を総合したDiewert (2002) とBalk (1995) が特徴づけた公理的理想から乖離する。回答者が拠り所とするヘッドライン値は、生計費目標に対して代替・販売店・品質変化のバイアスを内包する（Boskin et al. 1996）。したがってその期待は、理論的に正確なインフレ率ではなく測定されたインフレ率に対して、かつ基調ないしコア系列ではなくヘッドライン系列に対して形成される（Eckstein 1981）。

KREDは調査の測定値を収集されたそのまま保存し、再尺度化・デフレート・平滑化・年率化・季節調整・改定のいずれも施さない。この系列は二層の測定手続きを経て成立する。

第一の層は回答者が予想するよう求められる対象そのものであり、その対象は基準加重の固定バスケットとして集計された消費者物価指数の変化である（Laspeyres 1871）。この集計は、比較時点加重の形式（Paasche 1874）でも、両指数の時間・要素反転性を満たす幾何平均（Fisher 1922）でもない。Törnqvist (1936) の対数変化・支出シェア加重指数のような優越指数の代替は、柔軟な生計費集計関数を近似し（Diewert 1976）、公理的に整理されている（Balk 1995; Diewert 2002）。この固定バスケット測度と効用不変指数（Konüs 1939）との隔たりは代替バイアスとして計量され（Diewert 1998）、バスケット・販売店・品質のバイアスとして網羅される（Boskin et al. 1996）。

第二の層は期待の集計であり、期待は家計の横断面から抽出され中心値へ要約される。これは、歪んだ価格変化の分布を要約するための限定影響・刈り込み平均推定量、および測定インフレを趨勢に雑音を加えたものとみる構図と精神を同じくする（Bryan and Cecchetti 1994; Bryan, Cecchetti, and Wiggins 1997; Cecchetti 1997）。KREDはいかなるモデル識別も課さないため、恒久趨勢分解はこの原系列の位置づけを示すために言及されるにとどまり、適用されはしない（Stock and Watson 2007）。

この系列は、生計費がどこへ向かうと家計が予想するかを表す尺度である。あらゆる物価指数が近似する経済理論上の目標は厚生を一定に保つ支出比率であり（Konüs 1939）、これは固定基準の集計値を判断する基準となる（Laspeyres 1871; Diewert 1998）。

期待インフレが経済的に重要であるのは、家計が認識し投影する水準が優越指数でも理想指数でもなく測定された集計量だからである。したがって予想の対象となる数値そのものは、代替・販売店・品質バイアス（Boskin et al. 1996）と、指数算式の差異（Laspeyres 1871; Paasche 1874; Fisher 1922）に左右される。

系列の持続性は、ヘッドラインと基調インフレの区別に連なる。よく定着した期待は一時的な食料・エネルギーの変動ではなく耐久的成分を辿るべきであり、この耐久的成分は、長期成長経路の概念（Eckstein 1981）、産出中立成分（Quah and Vahey 1995）、趨勢対一時の分解（Stock and Watson 2007）としてそれぞれ識別される。

価格変化の横断面が歪んでいるとき、調査の中央値は基調的な物価圧力について有益であり、これは頑健な中心傾向の論理によって説明される（Bryan and Cecchetti 1994）。予測する価値のあるインフレ概念が満たすべき性質は、公理的整理（Balk 1995）と四接近の総合（Diewert 2002）によって規定されている。

この系列は、実質金利算出への調査入力値である。名目利回りをデフレートするには消費者物価指数の予想変化が必要であり、その指数の構成は、固定バスケット集計（Laspeyres 1871）、比較時点加重形式（Paasche 1874）、両者を調停する理想指数（Fisher 1922）に従う。

物価連動商品と生計費スライド条項は公表物価集計量に対して決済されるため、名目資産に内包されるインフレ補償は正確な指数ではなく測定された指数に対して値付けされる。この公表集計量は、効用不変目標（Konüs 1939）を、代替の隔たり（Diewert 1998）とバスケット・品質バイアス（Boskin et al. 1996）の分だけ近似するにすぎない。

ヘッジ需要がインフレの耐久的成分に反応する分だけ、与えられた調査値のうちどれだけを持続的な再値付けシグナルとして扱うかが問題となる。この判断には、短期対趨勢の構図（Cecchetti 1997）、コア概念（Eckstein 1981）、非観測成分趨勢（Stock and Watson 2007）が手がかりとなる。

特定の指数定義に支払いを固定した契約は算式リスクを負うが、そのリスクは、優越指数の結果（Törnqvist 1936; Diewert 1976）と公理的特徴づけ（Balk 1995）によって画定され、これは四接近を叙述した定義の選択と同一である（Diewert 2002）。

KRINFEXPSV は1年先の期待インフレ調査の原系列であり、季節調整されていない月次系列として 2002-02 から 2026-05 までの292観測値に対して定数・トレンド設定で検定する。調査水準は標本区間で自然な境界から十分に内側にとどまるため、有界の帰無仮説と標準の単位根帰無仮説がほぼ一致し、有界補正を適用しない (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 = 0.024 で単位根を棄却するが、ノンパラメトリックな Phillips and Perron (1988) 検定は p = 0.188 で棄却できず、KPSS 検定は p = 0.040 でトレンド定常性を棄却しており (Kwiatkowski et al. 1992)、母数・非母数の検定が互いに食い違い、定常性を帰無仮説とする検定は再び反対の方向を指し示すため、明確な積分次数は付与されない。DF-GLS 上位検定 (Elliott, Rothenberg, and Stock 1996) はまさにこうした曖昧な判定に備えた留保手段として ADF レグの確認としてのみ入り、第四の票にはならない。

プロトコルが明確な定常水準を付与しないため、系列相関および平均断絶の診断はこれらの手続きが要する対象である一階差分に対して計算する (Bai and Perron 1998; Perron 1989)。差分系列に対して Ljung and Box (1978) のポートマントーはラグ12とラグ24の段でいずれも白色雑音を棄却し、ラグ12で p = 0.037、ラグ24で p = 0.001 であり、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差分系列の平均に断絶は見いだされない。

本系列は季節調整されておらず、季節検定群が適用される。HEGY 検定は p = 0.000 で季節単位根を棄却し (Hylleberg et al. 1990)、Canova and Hansen (1995) の定常的季節性の帰無および Ghysels and Osborn (2001) の季節分析の枠組みと整合するため、存在する季節性は決定的である。差分系列に対して QS 統計量は p = 0.001 で残存季節性を棄却する一方、季節ダミーの F 検定は p = 0.719 で棄却できず、安定した決定的季節パターンを伴わない残存季節自己相関があることを示す。