米国非農業部門雇用者数

USPAYROLLは米国の季節調整済み非農業部門雇用者数であり、公表される水準を千人単位で一切の変換を加えずに記録した系列である。この系列は農業を除く事業所の給与支払記録に計上された雇用を集計するため、個人を単位として活動状態を判定する世帯調査の就業者概念とは母集団と計数単位が異なり(Hussmanns, Mehran, and Verma 1990)、両系列の増減は互いに食い違いうる。

数える単位が人ではなく給与支払記録上の仕事であるため、二つの事業所から報酬を受ける者は二回計上され、自営業主と無給の家族従業者は含まれない。したがって水準の変化は、採用と離職、事業所の新設と廃業へとつながる総流入・総流出の純結果として読まれる(Clark and Summers 1979)。

総量的な実体活動を数える系列として、この雇用集計は景気とおおむね一致する月次系列群に属し、基準循環の設定の中心に据えられる(Mitchell and Burns 1938; Burns and Mitchell 1946)。このように共に動く総量は観測されない単一の景気状態の指標として捉え直され(Stock and Watson 1989; Stock and Watson 1991)、拡散指数および総合景気指標の体系で定型化された役割を担い、実時間で読む現在の景気信号として機能する(Moore 1961; Shiskin 1961; Zarnowitz 1992)。個別循環の転換点は再現可能なアルゴリズムで識別される(Bry and Boschan 1971)。

頭数は産出量ではないため、生産性と労働時間が衝撃を吸収する局面では雇用と生産の指標が互いに逆方向へ動きうるが、これは数量相対値とデフレートによって産業の産出指数を構成する測定の伝統とは区別される(Fabricant 1940)。こうした非理論的な集計は、労働市場のモデルに照らして初めて経済的意味を得る(Koopmans 1947)。

KREDは公表値をそのまま格納するのみでそこから何も計算しておらず、再スケーリング・デフレート・平滑化・年率化のいずれも適用しない。したがってこの数値を生み出すすべての演算は、KREDではなく系列を生成する測定体系の内部で行われる。

その測定は、基準となる給与支払期間に報酬が支払われた雇用を事業所標本から集計する調査に基づいており、その計数単位と地位規則は個人を単位とする労働力統計の操作的定義と対比して規定される(Hussmanns, Mehran, and Verma 1990)。標本にまだ捉えられていない事業所の新設と廃業の純効果はモデルによる推定で補われ、のちに行政記録で水準が確定する際に改定されるため、この系列は改定を前提として読む必要がある。報告単位を計量的な集計へ移す調査設計の論理は、活動に関する設問を初めて科学的に扱った伝統に立つ(Anderson 1952)。

月次の原数値の頭数は暦と季節の規則性に沿って動くため、公表水準はすでに源泉で季節調整されており、その結果、KREDが保持する系列がKRED自身によっては無変換でありながら上流で調整済みであるという二つの事実が、互いに矛盾なく同時に成り立つ。この調整は月次指標に実装された移動平均分解の方式で年内に繰り返すパターンを除去し、季節ではなく景気の変動を読むように残す(Shiskin 1961)。

水準の変化をフローへ分解する会計は採用・離職・継続期間を区別し(Clark and Summers 1979)、景気的な数量として解釈するとき、この集計は指標選定の論理、基準循環の測定、アルゴリズム化された転換点の設定、拡散・総合指数の構成の系譜を受け継ぐ(Mitchell and Burns 1938; Burns and Mitchell 1946; Bry and Boschan 1971; Moore 1961)。雇用水準は潜在的な活動状態を代理する動学的因子として解釈され(Stock and Watson 1989; Stock and Watson 1991)、この信号の歴史的な有用性は評価されており(Zarnowitz 1992)、その解釈は明示的なモデルを前提とするという留保を伴う(Koopmans 1947)。

実体活動の一致指標として、非農業部門雇用者数は転換点が群をなして拡張と収縮を規定する基準循環の体系に属する系列の一つであり、まさにその景気とのおおむねの一致ゆえに選定された(Mitchell and Burns 1938; Burns and Mitchell 1946)。こうした集計は経済の現在の状態に対する単一指数の解釈に組み込まれ、これは月次の増分を景気局面の信号として扱う実証的な根拠となる(Stock and Watson 1989; Stock and Watson 1991)。

この系列はほぼ実時間で転換点を識別する拡散・総合の体系の中に置かれ(Moore 1961; Shiskin 1961)、その信号の歴史的な信頼性は評価されてきており(Zarnowitz 1992)、個別循環の時点はアルゴリズムで定められる(Bry and Boschan 1971)。

労働市場の解釈は、雇用水準を静的な存在量ではなく総流入・総流出の流れとして読み(Clark and Summers 1979)、給与支払記録を基礎とする集計と世帯調査を基礎とする集計の定義の差が、増分が何を意味するかを固定する(Hussmanns, Mehran, and Verma 1990)。一か月の増分はのちの改定幅に比べて小さくなりうるため、数か月の移動平均のほうが採用の趨勢をより安定して要約する。

雇用が総労働所得を牽引するため、この集計は所得が生じる実体的な基盤として国民所得測定の枠組みの中で扱われ(Kuznets 1941)、家計行動における支出と信頼の経路を条件づける(Katona 1951)。労働と心理の指標は消費に対して独立した予測内容を持つ(Carroll, Fuhrer, and Wilcox 1994; Ludvigson 2004)。ただし一致する集計は、労働市場の構造モデルに照らしてのみ景気情報を持つ(Koopmans 1947)。

市場は月次の非農業部門雇用者数の増分を、金融政策と短期金利の経路を条件づける景気局面の高頻度の尺度として読んでおり、この読み方は確立された一致指標としての役割と、潜在状態の代理変数としての定式化とに基づく(Mitchell and Burns 1938; Burns and Mitchell 1946; Stock and Watson 1989; Stock and Watson 1991)。

雇用が総労働所得を牽引するため、この集計は家計支出行動の基礎をなす消費の経路を支えており(Katona 1951)、その予測情報量は関連する消費者心理の系列を通じて評価されてきた(Carroll, Fuhrer, and Wilcox 1994; Ludvigson 2004)。米国の短期金利経路への期待が国際的な金利と為替の基準を成すため、この発表のサプライズは韓国資産に適用される割引率へも伝わる。

総合・拡散の体系はこの集計を景気局面ごとのポジションを構築する実時間の点検盤の中に収めており(Moore 1961; Shiskin 1961)、信号の成績の記録がサプライズに与える比重を律し(Zarnowitz 1992)、転換点はアルゴリズムで設定される(Bry and Boschan 1971)。

信用およびデュレーションのリスクについては、労働市場の流れと定義の差が、水準の変化が採用の強さを反映するのか構成の変動を反映するのかを分かつ(Clark and Summers 1979; Hussmanns, Mehran, and Verma 1990)。発表直後の値がのちの改定で変わりうることは、この集計を測定誤差を伴う信号として扱うべき理由であり(Stone, Champernowne, and Meade 1942)、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)。

USPAYROLLは源泉で季節調整された非農業部門雇用者数の水準であり、公表される千人単位の水準が和分次数を評価する統計対象である。標本は1960-01から2026-05までの797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)のラグ拡張を適用したDickey and Fuller (1979)の拡張ディッキー・フラー回帰は統計量−2.138、p = 0.5247で単位根の帰無仮説を棄却できず、ノンパラメトリックなPhillips and Perron (1988)検定も統計量−2.4344、p = 0.3615で棄却できず、定常性を帰無とするKwiatkowski et al. (1992)のKPSS検定は統計量0.6738でp < 0.01において趨勢定常性を棄却する。三つの手続きが一方向へ合致するため、判定は明白なI(1)である。GLSトレンド除去による上位検定は当ハウス・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るため、この明確な判定には要しない (Elliott, Rothenberg, and Stock 1996)。近単位移動平均誤差を狙った第二段の上位化も同様に要しない (Ng and Perron 2001)。

水準が和分過程であるため、系列相関の診断と平均の変化点探索は、これらの手続きが要する定常な対象である1階差分に対して行う (Perron 1989; 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、差分系列においてラグ12でQ = 19.8735、p = 0.0695を返して5パーセント水準で白色雑音の帰無仮説を棄却できず、その境界に近い一方、ラグ24ではQ = 21.6884、p = 0.5979で棄却からさらに遠い。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の手続きは差分系列の平均に変化点を見いださず、月次の雇用増分の平均は標本全体で一つの水準として読まれる。

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水準において統計量708.6833、p = 0.000で季節周波数の単位根を棄却し、差分系列に対する季節ダミーはF = 0.9427、p = 0.4982で結合有意ではなく、その差分系列の季節ラグ12と24におけるQS統計量は21.688、p = 0.5979で残余の季節性を検出しない。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)。