韓国景気先行総合指数

韓国の景気指標KRLEAD・KRLAG・KRCAPUTIL・KRINVRATIO・KRCONSTORD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、製造業部門と集計循環にわたり実物活動の現局面を読むパネルである。このパネルは先行・遅行の景気総合指数、製造業平均稼働率、製造業在庫率、建設受注額を包含し、各指標は同一の拡張と収縮を異なる時点から俯瞰する。

総合指数は、集計活動の反復的だが非周期的な変動としての景気循環を実証研究した系譜に由来し（Burns and Mitchell 1946）、その循環の転換点に体系的に先行する系列の選別から生まれる（Mitchell and Burns 1938; Moore 1961）。複数の一致・先行系列の指標盤で活動を読む慣行はこれらに先立ち（Persons 1923）、総合指数の装置はのちに標準化され（Shiskin 1961）、現代の景気循環測定のなかに位置する（Zarnowitz 1992）。

平均稼働率と在庫率は、製造業の資源利用の強度と在庫対出荷の均衡を測定し、これは産出と生産能力の測定において定式化された生産数量である（Fabricant 1940; Kuznets 1941）。そのような系列を生産構造を通じた衝撃の伝播として扱う動学的視点は循環の衝撃・伝播の説明に由来し（Frisch 1936）、理論なき測定の伝統においてその実証的判読が続く（Koopmans 1947）。

建設受注は建設循環に先行する投資意図の早くかつ変動の大きい信号であり、活動の総合指標に編入可能な構成要素として編成される（Nardo 2003; Stock and Watson 1989）。五つの指標のうち四つ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、建設受注額は季節調整されず暦構造をそのまま保持する。

KREDはKRLEAD・KRLAG・KRCAPUTIL・KRINVRATIO・KRCONSTORD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編成値である。五つの指標のうち四つに含まれる季節調整は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く、建設受注額は未調整のままとする。

総合指数の測定基盤は古典的な景気循環プログラムであり、このプログラムは集計活動の反復的な拡張と収縮を基準年代記で規定し（Burns and Mitchell 1946）、転換点のタイミングで選別した系列から先行・遅行の群を構成する（Mitchell and Burns 1938; Moore 1961; Bry and Boschan 1971）。選別された構成要素を単一の総合指数へ集計する作業は標準化された指数構成に従い（Shiskin 1961; Nardo 2003）、共通の活動信号の動学的要因判読がその現代的対応物である（Stock and Watson 1991）。

平均稼働率と在庫率は産出測定の伝統における生産比率であり（Fabricant 1940）、異質な構成系列を一つの指数へ結合する作業は古典的な指数装置を援用する（Fisher 1922; Törnqvist 1936; Diewert 1976）。建設受注額は水準フローとして編成され季節調整なしにパネルへ入るため、暦構造は推定ではなく構成上保存される。いずれの場合も公表値はモデル化された数量ではなく編成された測定として存在する（Kuznets 1941）。

景気指標は、経済が拡張・収縮の循環のなかで占める位置をほぼ実時間で追跡するため、最も注視される実物活動数量の一つである。総合指数は集計活動の反復的だが非周期的な動きを単一の判読へ要約し（Burns and Mitchell 1946）、先行の群はまさにその循環の頂点と谷に先立って転換するよう構成される（Mitchell and Burns 1938; Moore 1961）。

指標は設計上異なって動くため、それぞれ異なる情報を担う。平均稼働率と在庫率は生産資源の圧力と在庫対出荷の均衡を測り、これは循環にわたる産出研究を組織する生産数量である（Fabricant 1940; Kuznets 1941）。衝撃・伝播の視点はそのような系列が漂流ではなく振動する理由を説明し（Frisch 1936）、測定優先の伝統における判読はその規則性をそれ自体の対象とする（Koopmans 1947; Persons 1923）。

先行・一致・遅行の俯瞰を併せて読むと循環とその局面を規定し、この年代記が応用循環分析を定礎する（Zarnowitz 1992; Stock and Watson 1989）。遅行指数は先行指数が予見した転換点を確認するため、両者の乖離それ自体が拡張の成熟度について有益であり、これは労働・産出循環の構造的特徴である（Clark and Summers 1979）。

市場参加者にとって景気指標は、循環的ポジショニングのためのマクロ・オーバーレイであり、株式・信用・金利のエクスポージャー全般でリスクを再評価する転換点を捉える。一致・先行系列の指標盤で活動を読む方式は最も古いオーバーレイであり（Persons 1923）、転換点での先行によって系列を体系的に選別したことが循環の予見を実用化した（Mitchell and Burns 1938; Moore 1961）。

特定の指標が占める視座は解釈にとって重要である。先行総合指数はデスクが変曲に先立って建玉をとるのに用いる先行信号であり、遅行総合指数は事後に局面を確認し、局面を規定する基準年代記が両者をともに枠づける（Burns and Mitchell 1946; Zarnowitz 1992）。平均稼働率と在庫率はインフレ圧力と在庫循環の判読を鋭くし、これらは循環的内容として長く追跡された生産数量である（Fabricant 1940）。

総合指数の構成とその動学的要因の後継は、ポートフォリオ・マクロ戦略家が雑音の多い単一系列よりも選好する平滑化された共通信号をもたらす（Nardo 2003; Stock and Watson 1991; Bry and Boschan 1971）。この種の活動指標は支出と収益について文献で実証された予測的内容をもち、それゆえ循環全般の戦術的配分に情報を与える（Stock and Watson 1989; Carroll, Fuhrer, and Wilcox 1994; Ludvigson 2004）。

KRLEADは源泉で季節調整された先行総合指数であり、公表される水準が統計対象であって、0次和分が予想される。標本は1970-01から2026-05までの677個の月次観測値であり、単位根三検定は水準に定数を含めて実施する。

Said and Dickey (1984)のラグ拡大を適用したDickey and Fuller (1979)の拡張回帰は統計量−6.559、p = 0.000で単位根を棄却し、ノンパラメトリックなPhillips and Perron (1988)検定は統計量−4.710、p = 0.000でこれに合致し、Kwiatkowski et al. (1992)の定常性帰無検定は統計量0.053、p > 0.10で水準定常性を棄却できないため、三つの手続きはいずれも明確なI(0)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)とNg and Perron (2001)の修正M検定は、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。

水準が定常であるため、ポートマントーと構造変化の探索は水準そのもので計算するが、定常系列を差分すると非可逆な移動平均成分が入り込み両診断を歪めるからである(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、水準においてラグ12でQ = 2696.08、ラグ24でQ = 3968.17となりp = 0.000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水準に変化点を見いださない。

季節バッテリーは、季節性の不在が本来の性質ではなく源泉調整を反映するという解釈で実施する。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統計量6850.75、p = 0.000で季節周波数の単位根を棄却し、季節ダミーはF = 0.465、p = 0.924で結合有意ではないため決定的季節性は源泉で残らない。季節ポートマントーは差分系列において統計量1179.3、p = 0.000を返すが、これは季節単位根や源泉調整が除去し得なかった決定的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)。