韓国実質GDP成長率(前期比、季節調整)

KRRGDPは実質国内総生産の前期比成長率であり、追加的な変換を加えず公表されたまま収録した季節調整済み系列である。ここで実質GDPとは、一四半期に経済内部で生産された最終産出の連鎖加重された数量集計であり、KRRGDPはその数量系列の前期比変化を収録する。

この集計概念は、生産・所得・支出の境界によって測定対象となる産出の範囲を確定した国民所得概念に根ざす（Kuznets 1941）。GDPの生産側と支出側を相互に整合させたのは複式社会会計である（Meade and Stone 1941; Stone 1947）。

「実質」という限定語は、価格変動を除去して得られる数量尺度を意味する。この数量尺度は指数理論に基づき体系化されており（Fisher 1922; Frisch 1936）、基準加重と比較加重の境界が数量指数を挟む（Laspeyres 1871; Paasche 1874）。優越指数はこの境界の内側で数量指数を精緻化し（Diewert 1976; Törnqvist 1936）、連続時間極限と年次連鎖接続が数量系列の形態を規定する（Divisia 1925; Hill 1988）。

正の成長率は最終産出の実物数量が前四半期比で増加したことを、負の成長率は減少したことを意味しており、これは数量測定の背後にある実物産出の系譜と整合する（Fabricant 1940）。

KREDはKRRGDPにいかなる変換も加えず、公表された数値をそのまま伝達する。再尺度化・デフレート・平滑化・年率化のいずれも行わない。基礎となる実質GDP数量系列が源泉で既に季節調整されているため、収録される成長率の季節性処理はKREDのいずれの工程でもなく、その源泉調整から引き継いだものである。

この数値が存在するに至る測定基盤は国民計算の生産・支出体系であり、そこで総付加価値が生産者にわたって合算され最終支出と調整される（Kuznets 1941; Meade and Stone 1941; Stone 1947）。

実質数量尺度への転換は、指数手続きによって経常価格集計をデフレートする源泉の作業である。基準加重形態と比較加重形態が真の数量変化を挟み（Laspeyres 1871; Paasche 1874）、理想指数が両者を幾何平均する（Fisher 1922）。優越指数が柔軟な集計関数を近似し（Diewert 1976; Törnqvist 1936）、これらの選択を整理する枠組みと連続時間の基準点がこれを支える（Frisch 1936; Divisia 1925）。数量比率の年次連鎖接続と実物数量デフレーションの系譜が系列構成を仕上げる（Hill 1988; Fabricant 1940）。

前期比成長率は、この四半期の季節調整済み数量指数の単純な前期対比比率であり、KREDはこれを推定値そのものとして報告する。水準には改定・標本誤差が内在するため、初期推定値の精度には限界がある（Stone, Champernowne, and Meade 1942）。

KRRGDPは、国民勘定において集計された実質活動を最も高い頻度で読み取る数値である。その景気的解釈は、多数の活動系列の共変動によって拡張と収縮を定義する景気循環測定の伝統に依拠する（Burns and Mitchell 1946; Persons 1923）。

この数値が差分する水準は産出集計であり、その境界がどの生産が循環に入るかを定める（Kuznets 1941）。生産・支出調整によって、同じ成長率を供給側からも需要側からも読むことができる（Meade and Stone 1941; Stone 1947）。

この数値が実質数量変化であるため、その経済的内容は源泉のデフレーションと指数構成の選択に依存する。デフレーション選択が数量と価格を分け（Fisher 1922; Diewert 1976; Hill 1988）、指数構成がその分割の形態を定める（Frisch 1936; Laspeyres 1871; Divisia 1925）。それゆえ成長率は価格の動きから数量の動きを分離する。

同じ四半期変化の実物産出解釈は、数量測定の実物系譜が基礎づける（Fabricant 1940）。ただし初期の成長率推定値はより多くの源泉資料の到着とともに改定されるため、精度分析はその限界を警告する（Stone, Champernowne, and Meade 1942）。

投資家はKRRGDPを実質循環の最も広範な一致指標として読み、その循環が利益・デフォルト率・政策期待を動かす。この解釈は、基準循環の日付決定と総合景気状況の伝統が整理する（Burns and Mitchell 1946; Persons 1923）。

この系列が前期比数量変化であるため、トレーダーはこれを産出集計の差分として扱う（Kuznets 1941; Meade and Stone 1941; Stone 1947）。その実質すなわち価格調整済みの内容は、源泉のデフレーション慣行に照らして見積もる（Fisher 1922; Diewert 1976; Törnqvist 1936; Hill 1988）。

指数構造は、公表されたサプライズのうちどれだけが真の数量情報であるかを左右する（Frisch 1936; Laspeyres 1871; Paasche 1874）。集計を部門活動に対応づける実物産出解釈は、数量測定の実物系譜に由来する（Fabricant 1940）。

測定誤差の限界はポジショニングに直接影響する（Stone, Champernowne, and Meade 1942）。最大の市場反応がしばしばすでに公表された成長率の改定とともに現れるからである。

KRRGDPは源泉で季節調整された実質産出総量の前期比成長率であり、公表される対象が既に成長率であるため、バッテリーはその成長率に追加の差分なく適用する。標本は1960-04から2026-01までの264個の四半期観測値であり、単位根三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 = 0.000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p = 0.000でこれに合致し、定常性を帰無とする検定はp = 0.067で棄却できないため (Kwiatkowski et al. 1992)、三つの手続きはいずれも単位根の曖昧さなく明確な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)は、当ハウス・プロトコルでは判定が曖昧な場合にのみ留保的に用いられ、この明確な判読には必要とされない。

三つの手続きが明確なI(0)に合致するため成長率が定常対象であり、ポートマントーと構造変化の探索は追加の差分なく成長率そのものにおいて対象妥当である (Perron 1989; Hamilton 2018)。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四半期の時差において4時差でp = 0.001、8時差でp = 0.000で白色雑音の帰無を棄却し、Bai and Perron (1998)の多重構造変化手続きをBai and Perron (2003)の動的計画アルゴリズムで計算すると、成長率の平均に1997-07の単一の変化点が見いだされる。

季節バッテリーは、前期比差分が季節周波数を零にしないため、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成長率において実施する。Hylleberg et al. (1990)の四半期の季節単位根検定は季節周波数の単位根を棄却して確率的季節性は残らず、季節ダミーはp = 0.421で結合有意ではないため決定的季節性も残らず、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)。