韓国小売販売額指数(季節調整)

KRRETAILは、小売取引を通じて販売された財の数量を基準時点100に対して測定する月次の指数である。源泉で既に季節調整された小売販売額指数を変換せず取り込んだまま記録した時系列であり、KREDはこれに如何なる再加工も加えない。

物的販売数量の指数として、本系列は公理的・連鎖的な基礎の上に立つ数量指数の系譜に属する（Fisher 1922; Frisch 1936; Diewert 1976）。固定加重の集計規則とその当期加重の対応物は、観測されない真の指数を上下から挟む（Laspeyres 1871; Paasche 1874）。

異なる方法で測定された数量構成要素の集計は、連続時間の形とシェア加重の対数変化の形で表現される（Divisia 1925; Törnqvist 1936）。

本系列は生産・支出会計の境界の内に位置しており、その会計規約が定めた産出・支出測定値の一部として読まれる（Kuznets 1941; Stone 1947; Meade and Stone 1941）。活動系列の共動の伝統と総合景気構成の中では一つの構成系列である（Burns and Mitchell 1946; Persons 1923）。

物量測定値の年次連鎖接続と物的産出デフレーションの論理が、この指数の算出根拠を成す（Hill 1988; Fabricant 1940）。指数の上昇は、小売を通じて販売された財の物的数量がそれだけ増えたことを意味する。

KREDはこの月次指数に如何なる変換も加えず記録されたまま保存するのであり、再スケーリング・デフレート・平滑化・年率化のいずれも行わない。基底系列自体が取り込み以前に源泉で既に季節調整されているため、KREDは追加のフィルタリングを行わず公表水準をそのまま移す。

この数値が存在するに至る測定基盤は指数理論の枠組みである。各小売部門の数量相対値は固定基準規則あるいは当期加重規則に従って加重・集計されるのであり、両規則は理想指数を上下から挟む（Laspeyres 1871; Paasche 1874）。この理想指数は、Fisher (1922)が公理的な検定アプローチで識別し、Frisch (1936)が連鎖対固定基準の問題全般にわたり体系化した。

現代の実務は固定加重を物量測定値の年次連鎖接続に置き換えており（Hill 1988）、柔軟な集計関数に対し正確であることが示された超越対数指数を用いる（Diewert 1976）。この超越対数の形は、連続時間の集計であれシェア加重の対数変化であれ同様に成り立つ（Divisia 1925; Törnqvist 1936）。

数量相対値は物的産出デフレーションの論理に基づく（Fabricant 1940）。こうして得られる物量系列は生産・支出の境界と相殺規約を遵守しており（Kuznets 1941; Stone 1947; Meade and Stone 1941）、その推定値は定式化された信頼限界を有する（Stone, Champernowne, and Meade 1942）。

小売販売数量は、家計消費需要と総活動の消費支出側面を示す高頻度の指標である。したがって本系列は、産出の支出測定値のうち消費構成要素に対する月次の代理変数として生産・所得・支出会計に入る（Kuznets 1941; Stone 1947; Meade and Stone 1941）。

基準循環の伝統において本系列は、転換点が拡張と収縮の時点判定に寄与する共動的な活動指標の一つである（Burns and Mitchell 1946）。総合景気構成においては標準化された総合景気指数の構成要素である（Persons 1923）。

連鎖物量測定値として読めば、実質小売販売は名目売上から価格変動を除去し、その動きが購入された数量を反映するようにする（Hill 1988; Diewert 1976）。これは製造業に適用されたものと同一の物的産出論理である（Fabricant 1940）。

指数基盤は水準を期間間で比較可能にする（Fisher 1922; Laspeyres 1871; Paasche 1874; Frisch 1936）。信頼限界は、月次変動が正確な集計値ではなく推定値であることを想起させる（Stone, Champernowne, and Meade 1942）。

市場において小売販売額指数は、消費モメンタムの一致指標として金融政策、消費関連企業の業績、債券と株式の景気構成要素に対する予想を条件づける。こうした解釈は基準循環の枠組みと総合景気の論理の中で行われる（Burns and Mitchell 1946; Persons 1923）。

連鎖物量測定値であるため、実質小売販売は数量を価格から分離し、指数のサプライズがインフレーションではなく需要を語るようにする（Hill 1988; Diewert 1976）。これは物的産出の解釈を補完する（Fabricant 1940）。

支出会計の中に位置することで、トレーディングデスクは発表値を産出の消費比重に対応づけられる（Kuznets 1941; Stone 1947; Meade and Stone 1941）。指数構成は、改定と基準年変更が水準をどのように動かすかを規律する（Fisher 1922; Laspeyres 1871; Paasche 1874; Frisch 1936; Divisia 1925; Törnqvist 1936）。

信頼限界は、雑音の大きい単一の月値に過度に売買しないよう戒める（Stone, Champernowne, and Meade 1942）。

KRRETAILは源泉で季節調整された小売販売指数であり、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1995-01から2026-04までの376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 = 0.507で単位根を棄却できず、定常性を帰無とする検定はp = 0.012で趨勢定常性を棄却するため (Kwiatkowski et al. 1992)、拡張ディッキー・フラーとKPSSはI(1)の判読で一致する。ノンパラメトリックなPhillips and Perron (1988)検定は唯一の異論としてp = 0.0008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・ペロンの様相であるため (Ng and Perron 2001)、明確な和分次数は付与しない。GLSトレンド除去による上位検定は拡張ディッキー・フラーの確認としてのみ実施され、p = 0.158で棄却できず、曖昧な判定を上位化しないままこれを裏付ける (Elliott, Rothenberg, and Stock 1996)。

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、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p = 0.000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p = 0.000で季節周波数の単位根を棄却し、季節ダミーはp = 0.437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)。