韓国経済活動参加率(季節調整)

経済活動参加率と就業率は、KREDが何ら変換を加えずそのまま収録する二つの季節調整済み労働力比率であり、いずれも公表されたままに記録される。両比率とも標準的な労働力統計の枠組みから導かれ（Hussmanns, Mehran, and Verma 1990）、この枠組みは生産年齢の個人を活動状態・就業可能性・求職活動の基準に従って就業者・失業者・非労働力人口に分類する。経済活動参加率は就業者と失業者を合わせた経済活動人口を生産年齢人口で除し、就業率は就業者のみを同一の分母で除する。

各比率は参入・退出・継続期間へとつながる連続的なフローの純結果として捉え直され（Clark and Summers 1979）、したがって月次の一時点の値が労働市場の底流の循環を要約する。

二つの労働力比率は景気循環指標の伝統において、総合的な基準循環を中心に転換点が集積する共動系列である（Burns and Mitchell 1946）。これらは景気に対する時差に従って分類され（Mitchell and Burns 1938）、その転換点は再現可能なアルゴリズムで識別され（Bry and Boschan 1971）、拡散指数と総合指数の体系の中に配置される（Moore 1961）。

こうした労働集計は、潜在的な景気状態の観測可能な影として再構成される（Stock and Watson 1989; Stock and Watson 1991）。その測定と時差の特性は体系的に整理されており（Zarnowitz 1992）、各値は月次の現状景気シグナルとして扱われる（Shiskin 1961）。ただしこうした無理論的な測定は、労働市場の明示的なモデルに照らして初めて意味を持つ（Koopmans 1947）。

KREDは算出されたままの値を何ら変換を加えずに収録し、再スケール化・デフレート・平滑化・年率化のいずれも適用しない。基礎系列が源泉で既に季節調整されているため、生データのままの受け渡しと事前の季節調整は同一の月次の数値について矛盾なく同時に成り立つ。

測定の基盤は家計労働力調査であり、各回答者の回答は経済活動人口・就業者・失業者に関する操作的定義に従って離散的な活動状態へと変換される（Hussmanns, Mehran, and Verma 1990）。それらの状態を月次にわたって結ぶフロー会計は、各比率の変化を参入・退出・継続期間へと分解する（Clark and Summers 1979）。

この作業は定性的傾向調査の系譜に属する。範疇的な調査回答と公式の産出統計との結びつきが初めてモデル化され（Anderson 1952）、上昇・不変・下降の回答の計量化が基礎づけられ（Theil 1952）、無差別閾値を置いた確率法が加えられ（Carlson and Parkin 1975）、均衡法や回帰法といった競合する方式が検討された（Nardo 2003）。

系列の循環的解釈は、再現可能な転換点アルゴリズムで個別循環の時点を定める手続（Bry and Boschan 1971）と、拡散・総合指数の中への配置を成文化した体系（Moore 1961）に従う。単一指数の動学的要因表現が定式化されており（Stock and Watson 1991）、月次のリアルタイム構成が定式化されている（Shiskin 1961）。ただしこの測定手続は、解釈のために経済モデルを前提とするという留保が常に伴う（Koopmans 1947）。

二つの比率は労働市場への参加と弛緩の度合いを示す尺度として、景気循環の解釈を固定する。これらの集積した転換点が共動系列として景気循環を定義し（Burns and Mitchell 1946）、各比率は転換に対する時差に従って分類される（Mitchell and Burns 1938）。

経済活動参加率や就業率の低下は、特異なショックではなく循環的な弱さの深化を示唆する。労働集計が潜在的な景気状態の雑音を含む観測値として扱われるためである（Stock and Watson 1989; Stock and Watson 1991）。

二つの比率は総合的な景気判断の体系の中で標準的な役割を担う。拡散・総合指標の体系における役割が記録されており（Moore 1961; Zarnowitz 1992）、循環的変動と偶発的変動を分かつ転換点の時点決定が提供され（Bry and Boschan 1971）、毎月更新される現状景気の測定値としての活用が定式化されている（Shiskin 1961）。

同一の表面上の比率も、その下のフローの構成が異なれば異なる含意を持つ。変わらない表面値が、異なる厚生上の意味を持つ参入・退出・継続期間のフローの変化を覆い隠しうるものであり（Clark and Summers 1979）、参加が測定される母集団そのものが限定されている（Hussmanns, Mehran, and Verma 1990）。

労働市場の状況が家計の所得期待を左右するため、二つの比率は支出行動と結びつく（Katona 1951）。労働と心理の指標は消費に対して先行的な情報内容を持つ（Carroll, Fuhrer, and Wilcox 1994; Ludvigson 2004）。

ただしこれらの指標は仕組みを知らせるだけで、それを識別はしない（Koopmans 1947）。

市場において二つの労働力比率は景気の時点に関する高頻度のシグナルとして機能し、景気時差による分類が、特定の発表値が政策経路の期待へと写像される仕方を規定する（Mitchell and Burns 1938; Burns and Mitchell 1946）。

債券・金利市場はこれらを潜在状態推定値の構成要素として追跡する（Stock and Watson 1989; Stock and Watson 1991）。サプライズにどれほどの比重を置くかは、この系列の予測成績の記録が律する（Zarnowitz 1992）。

一つの比率の予期せぬ変化は、成長と物価の期待軌道を動かす。労働と心理の指標が家計需要に対して独立した予測内容を持つためである（Carroll, Fuhrer, and Wilcox 1994; Ludvigson 2004）。

個別の発表は、総合・リアルタイムのシグナルの枠の中に位置づけられる（Moore 1961; Shiskin 1961）。局面の転換は転換点の時点決定で示され（Bry and Boschan 1971）、安定した表面値はフロー分解に照らして過剰に読まれないよう留意すべきである（Clark and Summers 1979）。

労働シグナルは、リスク選好に影響する消費者心理と結びつく（Katona 1951）。ただし同じ数値でも、取引者が課すモデルに応じて異なる取引を支える（Koopmans 1947）。

KRLFPRは源泉で季節調整された経済活動参加率であり、公表される水準が三検定で和分次数を評価する統計対象である。標本は1999-06から2026-05までの324個の月次観測値であり、検定は定数と趨勢を含めて実施する。

Said and Dickey (1984)のラグ拡張形を適用したDickey and Fuller (1979)の拡張ディッキー・フラー回帰はp = 0.303で単位根を棄却できず、ノンパラメトリックなPhillips and Perron (1988)検定もp = 0.250でこれに合致し、定常性を帰無とする検定はp < 0.01で趨勢定常性を棄却するため(Kwiatkowski et al. 1992)、三つの脚がI(1)の判読に合致し明確な和分次数が付与される。

水準が一次和分系列であり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、水準ポートマントーは機械的な近単位自己相関を読み取り、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差分系列において時差12と24でQ = 23.83およびQ = 46.89としてそれぞれp = 0.021とp = 0.003で白色雑音の帰無を棄却する一方、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変化点を見いださない。

季節検定群は、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173.70、p = 0.000で季節周波数の単位根を棄却し、季節ダミーは統計量0.437、p = 0.939で結合有意ではないため決定的季節性は残らず、これは源泉で既に適用された季節調整を反映するのであって季節パターンの本来的不在ではなく、Canova and Hansen (1995)の定常季節の判読および季節調整の文献と合致する(Ghysels and Osborn 2001)。