韓国生産者物価上昇率（前年同月比）

本グループの系列は、価格動学のモデルからではなく、基礎となる消費者物価および生産者物価の指数水準から導かれる前年同月比のインフレ率である。各比率は固定基準指数の12ヶ月比例変化であり、共通の基準時点が当月の指数と前年同月の指数に等しく含まれて比率で相殺されるため、上昇率は基準年の選択にも指数系列の基準改定・接続にも不変である(Shiratsuka 1997)。この比率を定義する12ヶ月差分はそれ自体が、モデルに基づく調整の工程を経ずに年内の確定的な価格パターンを除去する季節差分フィルタであるが、前年同月比変化が前年の動向に左右され基調上昇率の転換点に遅れるという既知の代償を伴っており、まさにこの構成について指摘されてきた限界である(Shiratsuka 1997)。

本グループは、ヘッドライン消費者物価上昇率、変動の大きい食料・エネルギー・農産物・石油類の成分を除いた二つのコア消費者物価上昇率、および価格連鎖の上流に位置する生産者物価上昇率を収め、これらは本サイトのモデル・ベースのトレンドおよび限定影響の基調インフレ指標と比較する観測インフレのパネルとして併せて読まれる(Bryan, Cecchetti, and Wiggins 1997; Clark 2001; Rich and Steindel 2007)。コア上昇率は固定除外方式が毎月同じ仕方で除去する持続成分を分離する一方、ヘッドラインと生産者の上昇率はコア指標が濾し取るよう設計された一時的な相対価格の動きを含む(Cogley 2002; Stock and Watson 1998)。

各比率は公表指数水準に対する単一の算術変換によって算出され、推定も季節調整モデルも存在しない。

$t$月の前年同月比の比率は$g_t = 100\,(P_t/P_{t-12} - 1)$であり、指数$P_t$の12ヶ月比例変化を百分率で表したものであって、$P_t$と$P_{t-12}$に共通する基準時点が相殺されるため、比率は指数系列の基準改定・接続の影響を受けない(Shiratsuka 1997)。月次入力では12ヶ月、四半期入力では4四半期のラグを用い、これはいずれの場合も一つの完全な季節周期を覆う期間である。この変換はヘッドライン・コア・生産者の指数水準に同一に適用され、平滑化や季節除去、外れ値処理を上乗せしないため、公表される比率は加工されていない12ヶ月変化であり、指数系列をそのまま受け継ぐ(Bryan, Cecchetti, and Wiggins 1997)。

中央銀行が前年同月比のインフレ率を注視するのは、それが政策の反応すべき持続成分と一時的な相対価格ノイズをともに含むためであり、コア上昇率はその持続成分を分離しようとする試みである(Bryan, Cecchetti, and Wiggins 1997; Cogley 2002)。固定除外方式のコア指数はショックの所在にかかわらず毎月同じ品目を除去するため、ヘッドラインとの関係は評価文献の長年の主題であり、比較研究は単一のコア指標が支配的でないことを示している(Clark 2001; Rich and Steindel 2007)。インフレ目標の枠組みにおける運用上の論拠は、政策が目標に対するインフレの持続的部分に反応すべきだという点にあり、韓国では消費者物価上昇率2％の目標がこれに当たる(Stock and Watson 1998)。

生産者物価上昇率は価格連鎖の上流に位置し消費者物価への波及を読む窓となるが、その伝達は不完全で時差を伴う(Cogley 2002)。予測の観点では、コア指標が標本によっては総合インフレをヘッドラインより良く予測する証拠がある一方(Crone et al. 2013; Meyer, Venkatu, and Zaman 2013)、ラグ付きインフレのみを用いる単純なベンチマークは上回りがたいことで知られる(Atkeson and Ohanian 2001)。これらの上昇率は右に歪んだ価格変化率分布のもとで平均がもつ上方バイアスを含むことがあるため、本サイトでは頑健な中心傾向の指標およびモデル・トレンドと並べて読まれる(Ball and Mazumder 2019; Meyer and Venkatu 2014; Shiratsuka 1997)。

債券・インフレ市場の参加者は名目利回りを期待インフレ・実質金利・リスクプレミアムへ分解して価格付けし、そこで用いる期待インフレは直近の月次公表値ではなく持続成分であるため、前年同月比の上昇率とそのコア成分が拠り所となる(Bryan, Cecchetti, and Wiggins 1997; Cogley 2002)。月次の公表値を読む際に問われるのは、サプライズが持続成分を動かすのかノイズにとどまるのかであり、長期金利がマクロ経済ニュースに反応するのも長期インフレ期待の改定を通じてである(Gurkaynak, Sack, and Swanson 2005)。

生産者物価上昇率は消費者物価に先行するパイプライン圧力を含みブレークイーブン金利の評価に用いられるが、その伝達は不完全である(Crone et al. 2013)。単一のインフレ指標が支配的でないため、コアとヘッドライン、生産者の上昇率を併せて見ることが有用であり(Clark 2001; Rich and Steindel 2007; Stock and Watson 1998)、予測性能の限界は明示しておく(Atkeson and Ohanian 2001; Meyer, Venkatu, and Zaman 2013; Ball and Mazumder 2019)。

KRPPIYOYは前年同月比の生産者物価上昇率であり、共通の基準時点が相殺される基礎物価指数水準の12ヶ月比例変化であって、この比率そのものが候補となる定常な対象として、1995-01から2026-05までの月次377観測値に対して定数・トレンド設定で検定される。Said and Dickey (1984)のラグ拡張を適用したDickey and Fuller (1979)の拡張検定は統計量−3.91でp = 0.012において単位根を棄却し、KPSS検定は統計量0.100でp > 0.10において水準定常性を棄却できないため (Kwiatkowski et al. 1992)、ラグ拡張の単位根検定と定常性検定は定常性に一致する一方、Phillips and Perron (1988)検定のみが単独で食い違い、統計量−3.30でp = 0.065において単位根を棄却できない。その食い違いはラグ拡張および効率的な代替検定に比してサイズと検定力の劣るフィリップス・ペロン統計量の知られた問題を反映するため、より穏当な二つの手続きが定常性に一致するにもかかわらず、この不一致は明確な積分次数を付与しない (Ng and Perron 2001)。

比率の水準、すなわち候補となる定常な対象に対して、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Q統計量1500.34および1516.21でp = 0.000において無自己相関の帰無仮説を棄却する。この比率が検定の対象であるため水準の断絶探索が適切な平均シフト診断であり (Perron 1989)、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、1999-09、2007-07、2012-03、2016-11、2021-07の五つの平均シフトが位置づけられる。

前年同月比の構成そのものがHEGY系列の調べる季節単位根を除去する季節差分フィルタであるため、HEGYおよびCanova-Hansenの季節単位根検定は意図的に実施しなかった。変換がすでに消去した季節単位根を検定することは循環的だからである (Hylleberg et al. 1990; Canova and Hansen 1995; Ghysels and Osborn 2001)。