韓国純商品交易条件指数

本系列は無変換で記録した原系列の対外物価・交易条件指数であり、一国の貿易財価格の平均またはその貿易財価格間の比率を測定する月次の指数水準である。輸入物価指数と輸出物価指数は国境を越える財の価格の基準期間数量加重の集計であり、加重を比較期間に固定するため、その水準は貿易バスケット構成の変化ではなく純粋な価格変化を反映する(Laspeyres 1871)。当期加重の対応物と両指数の幾何平均である理想指数が固定基準の水準を挟み、その理想指数は時間反転・要素反転検定を満たす(Paasche 1874; Fisher 1922)。支出割合対数変化の形態は固定バスケットの対外物価水準を読み取る基準となる超越対数的近似を与える(Törnqvist 1936)。

ここで公表する純商品交易条件指数は輸出物価指数を輸入物価指数で除した値を指数として表したものであり、輸出一単位で得られる輸入量を表し、所得交易条件指数はその比率に輸出数量指数を乗じて総輸出の輸入購買力を測定する(Fabricant 1940)。相対価格として読めば交易条件は実質為替相場の貿易財対応物であり、実質為替相場は消費者物価でデフレートした名目為替相場であって、その乖離は貿易財価格が購買力平価から外れた度合いを示す(Rogoff 1996; Cassel 1918)。

絶対的な物価水準比率と基準期間為替相場を乗じた物価指数比率との測定上の区別は、そうした対外物価指数が何を等値するかを規定し(Officer 1976)、比較にどの物価指数が入るかという教義的選択とその背後の同次性の仮定が構成を左右する(Frenkel 1978)。単一価格の一物一価の法則は貿易財指数が近似する裁定の基礎である(Isard 1977)。この固定バスケット比較が近似する経済的目標は効用を固定した支出比率であり、指数理論のなかで精緻化される(Konüs 1939; Diewert 2002)。交易条件はさらに経常収支と対外純資産の変動を結ぶ異時点間の会計恒等式に入る(Obstfeld and Rogoff 1995)。

KREDは本系列にいかなる変換も適用せず、各公表指数水準を日付のパースと長形式ストアへの再構成のみを経て記録のまま読み込む。したがって再指数化・デフレート・平滑化・年率化・比率算出・前年同月差分のいずれも行わない。

輸入・輸出の物価水準が存在するに至る測定の基盤は固定バスケット集計であり、基準期間の貿易調査が数量加重を固定し、個別の価格相対値を総合対外物価指数へと結合する(Laspeyres 1871)。本構成は当期加重指数、対称的な理想指数、支出割合対数変化指数を代替肢とする指数理論の枠組みのなかに位置する(Paasche 1874; Fisher 1922; Törnqvist 1936)。後ろの二つの超越対数公式は柔軟な集計関数に対して正確であり、この水準が満たす公理的性質は検定接近で整理される(Diewert 1976; Balk 1995)。

純商品交易条件指数は輸出入物価指数の比率として、所得交易条件指数はその比率に輸出数量指数を乗じた値として公表され、各々が測定されたとおりに提供されるため、KREDは比率算出も数量調整も自ら行わない(Diewert 1998)。所得交易条件指数の背後の数量成分は価格側と同一の基準加重・当期加重の集計で構成した数量相対値である(Fabricant 1940; Kuznets 1941)。連続する基準期間の連鎖と固定基準対連鎖の選択は同じ指数理論の系譜に属し、その集計の連続時間の極限はDivisia指数である(Hill 1988; Frisch 1936; Divisia 1925)。いずれの数値に至る四つの概念的経路も固定バスケット・検定・確率的・経済的接近である(Diewert 2002)。

貿易財価格とその比率の尺度である本指数群は実質為替相場と生計費概念の経験的対応物であり、政策的な活用は固定バスケット比較がそれらの概念をどれほど忠実に追跡するかにかかっている(Konüs 1939; Rogoff 1996)。交易条件は相対価格としてその動きを購買力平価に照らして読み、購買力平価は名目為替相場を両国の物価水準の比率に繋留する基準である(Cassel 1918)。絶対対相対の測定区別と物価指数の選択が系列の記録する平価乖離を決定し(Officer 1976; Frenkel 1978)、一物一価の法則は貿易財価格が検証される裁定条件である(Isard 1977; Dornbusch 1987)。

輸入物価水準は国内の生計費目標に既知のバイアスをもつ代理指標として入るが、固定基準の集計が商品代替・小売店・品質変化・新商品のバイアスで広がる代替の乖離のぶんだけ真の費用上昇を過大評価するからである(Diewert 1998; Boskin et al. 1996)。交易条件の悪化は実質所得の損失であり、その国民勘定の対応物は貿易バスケットに対する交易利得または損失である(Kuznets 1941)。原産地別に財を区別する需要弾力性の枠組みは相対的な貿易価格が動く加重を与える(Armington 1969)。

対外均衡の分析では交易条件は貯蓄・投資・経常収支・対外純資産の変動を結ぶ異時点間の恒等式に入り(Obstfeld and Rogoff 1995)、その持高が進化する貿易および評価の経路は対外資産・負債残高で測定される(Gourinchas and Rey 2007b; Lane and Milesi-Ferretti 2018)。総・純の対外持高は交易条件が牽引する経常収支フローを超える情報を含む(Obstfeld 2012)。

資産の価格付けにおいて対外物価水準はデフレーターであると同時に相対価格の信号であり、指数理論はデフレーターが満たすべき時間反転・要素反転検定でデフレート操作を形式化する(Fisher 1922)。基準数量加重とその当期加重の双対、支出割合対数変化形態が、貿易財の価値を実質へ換算するデフレート誤差を挟む(Laspeyres 1871; Paasche 1874; Törnqvist 1936)。

通貨のポジショニングでは交易条件を資源および貿易に敏感な通貨のファンダメンタルズとして読むが、実質為替相場が長期的に購買力平価へ回帰するからである(Rogoff 1996; Cassel 1918)。輸入物価指数の上昇は消費バスケットの貿易財成分を通じて物価連動債とインフレスワップに反映されるインフレのベーシスに入る(Boskin et al. 1996)。貿易加重の通貨指数は、この貿易価格が呈示される二国間為替相場を貿易比重に合わせた幾何平均加重で集計する(Loretan 2005; Pauls 1987)。

国境を越える貸借対照表の分析では交易条件が対外調整の貿易経路を牽引し、評価経路は対外持高の通貨および資産構成を通じて作動する(Gourinchas and Rey 2007a; Gourinchas and Rey 2007b)。対外債権・債務の収益の測定と総対純の持高がもつ区別された情報は、交易条件ショックが国富へ伝播する仕方を規定する(Curcuru, Dvorak, and Warnock 2008; Obstfeld 2012; Lane and Milesi-Ferretti 2007)。本プラットフォームでは同一の相対価格が、再加重された指数ではなく経常収支・対外純資産の会計に入る(Obstfeld and Rogoff 1995)。

KRTOTは季節調整を施さない純商品交易条件指数の水準として公表され、妥当な統計対象はその対数であり、1次和分が予想される。標本は1988-01から2026-05までの461個の月次観測値であり、単位根三検定は対数水準に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 = 0.991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 = 0.981で棄却できず、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)、三つの検定は明確なI(1)の判読に合致し、大きさ補正の修正を要する近単位移動平均の歪みはない (Ng and Perron 2001)。

対数水準が和分されているため、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、単位根指数の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確率的趨勢を偽って分割するからである (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差分対数水準においてp = 0.008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、差分系列の平均に変化点は見いだされない。

この季節調整を施さない月次指数では季節検定が妥当である。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 = 0.332で結合有意ではないため、系列は季節単位根も月次変化の決定的な季節パターンももたず、これはCanova and Hansen (1995)の定常季節の判読および系列の季節未調整の性格と合致する (Ghysels and Osborn 2001)。