米国総合生産者物価指数

USPPIは、生産者が最初の商取引段階で販売する固定された総合バスケットの販売価格が時間とともに平均的に変動する度合いを測定する生産者物価指数であり、1982年＝100で指数化された水準値をいかなる変換も経ずそのまま受け渡す。季節調整を適用しないため、コア版ではなく総合のヘッドライン水準である。

集計物価指数としてその水準値は、基準時点の数量加重による固定バスケット構成に従っており(Laspeyres 1871)、これは比較時点加重の形態と対をなす(Paasche 1874)。両形態は、幾何平均による理想指数と支出シェア加重の対数変化形態によって調停される(Fisher 1922; Törnqvist 1936)。

こうした指数が近似する経済理論上の対象は基礎となる水準を固定したうえでの支出ないし収入の比率であり、生計費の伝統と四つの接近によって体系化された産出価格の読みのなかに位置づけられる(Konüs 1939; Diewert 2002)。ある算式が集計関数に対して正確ないし優越であるかは理想指数の文献が定める(Diewert 1976)。測定された指数が満たす公理的整合性は文献に概観されており、固定基準の指数をその理論的対象から隔てる代替の乖離も示されている(Balk 1995; Diewert 1998)。

記録された数値が趨勢の周りで示す持続性は物価測定の枠組みのなかで解釈され(Cecchetti 1997)、本指数が受け継ぐ上方の固定基準測定バイアスは文献に整理されている(Boskin et al. 1996)。季節未調整の系列であるため年内の形態はそのまま残り、したがってUSPPIは、その変化率が生産者物価インフレーションとなる未修正の水準値として読まれる(Stock and Watson 2007)。

KREDはUSPPIにいかなる変換も適用せず編成されたまま指数を格納しており、再スケール化・デフレート・平滑化・年率化・季節調整のいずれも行わない。したがって方法論はKREDの計算ではなく、基底にある指数算式の構成のそれである。

水準値は1982年＝100に固定された基準時点加重の価格比集計として構築されており(Laspeyres 1871)、これは比較時点加重の形態と対をなす(Paasche 1874)。時間反転・要因反転の検定を通じて両者を調停すると理想指数が導かれる(Fisher 1922)。柔軟な集計関数に対して正確な優越指数、すなわち対数変化指数とそれが属する族が、固定バスケット算式を評価する基準となる(Törnqvist 1936; Diewert 1976)。

算式がいかなる反転・整合性の性質を備えるべきかは公理的ないし検定の接近が定め、これは四接近の分類のなかに収まる(Balk 1995; Diewert 2002)。編成された固定基準の集計と経済理論上の指数との間の代替・品質の乖離は、生計費の対象に照らして定量化される(Konüs 1939; Diewert 1998; Boskin et al. 1996)。

季節フィルターは適用しないため、記録された水準は年内の価格形態をそのまま含んでおり、趨勢と一時的撹乱とバイアスへの分解は利用者に委ねられる(Cecchetti 1997)。構成品目の価格変化の横断的分散を要約しようとする分析者には、限定影響推定量と尖度最適の刈り込み平均が、同一の記録バスケットから基調インフレーションの値を得る方法を記述しており、その導出は消費者物価よりも生産者物価において大きな片側刈り込みを含意する(Bryan and Cecchetti 1994; Bryan, Cecchetti, and Wiggins 1997)。

生産者物価の指標としてUSPPIは、消費者段階に至る前に企業が直面する費用圧力に対する上流のインフレーション信号を担う。この上流・下流の区別は、生計費の対象と指数の枠組みに根ざす(Konüs 1939; Diewert 2002)。

記録された水準値は持続的な趨勢と一時的な供給ショックを併せ持つため、その解釈は趨勢・雑音・バイアス分解と非観測要因による趨勢抽出に依拠する(Cecchetti 1997; Stock and Watson 2007)。変動のどの部分が根本的であるかは、長期の産出中立な基調概念と供給ショックを除いた原概念が枠づける(Quah and Vahey 1995; Eckstein 1981)。

横断的な価格変化分布の非対称性により、表題の生産者物価の変動はいくつかの大きな相対価格ショックに敏感となる。これは限定影響推定量によって扱われるため、分析者は広範なパイプライン圧力を部門別の雑音から分離する(Bryan and Cecchetti 1994; Bryan, Cecchetti, and Wiggins 1997)。

固定バスケットの代替・品質バイアスは、測定された生産者物価の水準が真の価格変化を過大評価することを戒める(Boskin et al. 1996; Diewert 1998)。公理的な読みと基準加重の構成は、投入シェアが移るときに本指標が選ばれた加重に従って機械的に動く理由を説明しており(Balk 1995; Laspeyres 1871)、季節未調整の系列であるため前月比の変化は年内の形態と併せて読む必要がある。

市場参加者にとってUSPPIは、ブレークイーブンや割引率の見方に投入される上流のマージン・インフレーション入力である。生産者物価インフレーションはしばしば消費者指標に先行するため、基調インフレーションの視点と趨勢抽出を通じて読まれる(Cecchetti 1997; Stock and Watson 2007)。

実質・名目の請求権の価格づけは、持続的な生産者物価の趨勢を一時的な成分から分離することを要し、これはコア・インフレーション推定量と尖度最適の刈り込みが可能にする(Bryan and Cecchetti 1994; Bryan, Cecchetti, and Wiggins 1997)。より大きな生産者物価の刈り込みは投入価格分布の厚い裾を反映しており、供給ショックを除いた概念と産出中立な基調が、債券デスクの割り引く信号を規定する(Eckstein 1981; Quah and Vahey 1995)。

提示された水準値が基準加重の固定バスケット集計であり理想指数と対数変化の形態によって調停されるため(Laspeyres 1871; Paasche 1874; Fisher 1922; Törnqvist 1936)、加重選択に対するその機械的な感応度と代替・品質バイアスは、生産者物価に連動するいかなる契約やスワップにとっても問題となる(Boskin et al. 1996; Diewert 1998)。

公理的制約と四接近の基盤は、本系列が収入をデフレートしエスカレーション条項を設定するのに用いられるとき、いかなる指数の性質が保たれるかをトレーダーに伝えており(Balk 1995; Diewert 2002)、水準が季節調整されていないため決済目的の比較は同一の暦月どうしで揃える必要がある。

USPPIは季節調整を施さない総合生産者物価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1996-01から2026-05までの365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p = 0.295で単位根を棄却できず、ノンパラメトリックなPhillips and Perron (1988)検定はp = 0.431でこれに合致し、定常性を帰無とする検定はp = 0.011で5%水準において趨勢定常性を棄却する (Kwiatkowski et al. 1992)。したがって三つの手続きはいずれも明確なI(1)の分類に合致する。

明確なI(1)の判読では水準は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対数水準の1次差分で実施するが、水準ポートマントーは確率的趨勢の近単位自己相関を拾い、水準平均変化の探索はこれを見かけ上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 = 0.000で白色雑音の帰無仮説を棄却する一方、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 = 0.000で結合有意であるため、季節性は確率的ではなく決定的に存在し、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)。