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ticker: "KRCORECPI"
title: "대한민국 근원 소비자물가지수 (식료품·에너지 제외)"
unit: "index (2020=100)"
frequency: "월별"
source: "Eckstein (1981); Bryan and Cecchetti (1994)"
release: "월별 산출"
category: "소비자·생산자물가"
country: "KR"
language: "ko"
canonical: "https://kred.dev/ko/series/KRCORECPI"
license: "https://creativecommons.org/licenses/by-nc-nd/4.0/"
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first_date: "1990-01-01"
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observations_shown: 120
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# 대한민국 근원 소비자물가지수 (식료품·에너지 제외)

## 개요

변동성 큰 식료품·에너지를 뺀 물가의 바탕 흐름을 보여 줍니다.

## 주요 수치

|  | 값 | 날짜 |
|---|---|---|
| 최신값 | 116.53 | 2026-09-01 |
| 직전 대비 | -0.11 | 2026-08-01 |
| 1년 전 대비 | +3.17 | 2025-09-01 |
| 수록 기간 내 최고 | 116.64 | 2026-08-01 |
| 수록 기간 내 최저 | 40.23 | 1990-01-01 |
| 수록 기간 | 1990-01-01 – 2026-09-01 |  |
| 관측치 수 | 441 |  |

## 최근 관측치

| 날짜 | 값 | 변화 |
|---|---|---|
| 2016-10-01 | 96.60 | -0.04 |
| 2016-11-01 | 96.51 | -0.09 |
| 2016-12-01 | 96.63 | +0.12 |
| 2017-01-01 | 97.23 | +0.59 |
| 2017-02-01 | 97.48 | +0.26 |
| 2017-03-01 | 97.50 | +0.02 |
| 2017-04-01 | 97.60 | +0.09 |
| 2017-05-01 | 97.79 | +0.19 |
| 2017-06-01 | 97.73 | -0.06 |
| 2017-07-01 | 97.98 | +0.25 |
| 2017-08-01 | 98.13 | +0.14 |
| 2017-09-01 | 97.97 | -0.16 |
| 2017-10-01 | 98.14 | +0.18 |
| 2017-11-01 | 97.81 | -0.34 |
| 2017-12-01 | 97.97 | +0.16 |
| 2018-01-01 | 98.19 | +0.23 |
| 2018-02-01 | 98.61 | +0.42 |
| 2018-03-01 | 98.81 | +0.20 |
| 2018-04-01 | 99.00 | +0.19 |
| 2018-05-01 | 99.14 | +0.14 |
| 2018-06-01 | 98.96 | -0.18 |
| 2018-07-01 | 98.97 | +0.01 |
| 2018-08-01 | 99.14 | +0.17 |
| 2018-09-01 | 99.06 | -0.08 |
| 2018-10-01 | 99.14 | +0.08 |
| 2018-11-01 | 99.02 | -0.12 |
| 2018-12-01 | 99.00 | -0.02 |
| 2019-01-01 | 99.22 | +0.23 |
| 2019-02-01 | 99.69 | +0.47 |
| 2019-03-01 | 99.54 | -0.15 |
| 2019-04-01 | 99.69 | +0.15 |
| 2019-05-01 | 99.70 | +0.01 |
| 2019-06-01 | 99.64 | -0.07 |
| 2019-07-01 | 99.84 | +0.20 |
| 2019-08-01 | 99.97 | +0.13 |
| 2019-09-01 | 99.53 | -0.43 |
| 2019-10-01 | 99.76 | +0.23 |
| 2019-11-01 | 99.53 | -0.23 |
| 2019-12-01 | 99.62 | +0.09 |
| 2020-01-01 | 99.84 | +0.22 |
| 2020-02-01 | 100.07 | +0.23 |
| 2020-03-01 | 99.75 | -0.32 |
| 2020-04-01 | 99.79 | +0.04 |
| 2020-05-01 | 99.93 | +0.14 |
| 2020-06-01 | 100.02 | +0.09 |
| 2020-07-01 | 100.17 | +0.15 |
| 2020-08-01 | 100.36 | +0.19 |
| 2020-09-01 | 100.16 | -0.20 |
| 2020-10-01 | 99.50 | -0.66 |
| 2020-11-01 | 100.16 | +0.66 |
| 2020-12-01 | 100.26 | +0.10 |
| 2021-01-01 | 100.56 | +0.30 |
| 2021-02-01 | 100.70 | +0.14 |
| 2021-03-01 | 100.82 | +0.12 |
| 2021-04-01 | 101.01 | +0.19 |
| 2021-05-01 | 101.12 | +0.11 |
| 2021-06-01 | 101.14 | +0.02 |
| 2021-07-01 | 101.45 | +0.31 |
| 2021-08-01 | 101.70 | +0.25 |
| 2021-09-01 | 101.58 | -0.12 |
| 2021-10-01 | 101.83 | +0.25 |
| 2021-11-01 | 102.06 | +0.23 |
| 2021-12-01 | 102.51 | +0.45 |
| 2022-01-01 | 103.17 | +0.66 |
| 2022-02-01 | 103.59 | +0.42 |
| 2022-03-01 | 103.68 | +0.09 |
| 2022-04-01 | 104.05 | +0.37 |
| 2022-05-01 | 104.57 | +0.52 |
| 2022-06-01 | 105.09 | +0.52 |
| 2022-07-01 | 105.52 | +0.43 |
| 2022-08-01 | 105.84 | +0.32 |
| 2022-09-01 | 105.70 | -0.14 |
| 2022-10-01 | 106.10 | +0.40 |
| 2022-11-01 | 106.35 | +0.25 |
| 2022-12-01 | 106.65 | +0.30 |
| 2023-01-01 | 107.29 | +0.64 |
| 2023-02-01 | 107.60 | +0.31 |
| 2023-03-01 | 107.81 | +0.21 |
| 2023-04-01 | 108.12 | +0.31 |
| 2023-05-01 | 108.51 | +0.39 |
| 2023-06-01 | 108.61 | +0.10 |
| 2023-07-01 | 108.91 | +0.30 |
| 2023-08-01 | 109.16 | +0.25 |
| 2023-09-01 | 109.02 | -0.14 |
| 2023-10-01 | 109.40 | +0.38 |
| 2023-11-01 | 109.40 | 0.00 |
| 2023-12-01 | 109.60 | +0.20 |
| 2024-01-01 | 110.01 | +0.41 |
| 2024-02-01 | 110.34 | +0.33 |
| 2024-03-01 | 110.42 | +0.08 |
| 2024-04-01 | 110.66 | +0.24 |
| 2024-05-01 | 110.91 | +0.25 |
| 2024-06-01 | 110.95 | +0.04 |
| 2024-07-01 | 111.27 | +0.32 |
| 2024-08-01 | 111.40 | +0.13 |
| 2024-09-01 | 111.18 | -0.22 |
| 2024-10-01 | 111.39 | +0.21 |
| 2024-11-01 | 111.44 | +0.05 |
| 2024-12-01 | 111.59 | +0.15 |
| 2025-01-01 | 112.14 | +0.55 |
| 2025-02-01 | 112.29 | +0.15 |
| 2025-03-01 | 112.52 | +0.23 |
| 2025-04-01 | 112.93 | +0.41 |
| 2025-05-01 | 113.10 | +0.17 |
| 2025-06-01 | 113.17 | +0.07 |
| 2025-07-01 | 113.47 | +0.30 |
| 2025-08-01 | 112.84 | -0.63 |
| 2025-09-01 | 113.36 | +0.52 |
| 2025-10-01 | 113.79 | +0.43 |
| 2025-11-01 | 113.64 | -0.15 |
| 2025-12-01 | 113.83 | +0.19 |
| 2026-01-01 | 114.41 | +0.58 |
| 2026-02-01 | 114.87 | +0.46 |
| 2026-03-01 | 114.98 | +0.11 |
| 2026-04-01 | 115.38 | +0.40 |
| 2026-05-01 | 115.97 | +0.59 |
| 2026-06-01 | 115.98 | +0.01 |
| 2026-07-01 | 116.43 | +0.45 |
| 2026-08-01 | 116.64 | +0.21 |
| 2026-09-01 | 116.53 | -0.11 |

## 정의

KRCORECPI는 식료품과 에너지를 제외한 전 품목 월별 소비자물가지수의 원계열로서, 공표된 지수 수준을 어떠한 변환도 거치지 않고 그대로 수록한 값이다. 이 계열은 변동성이 큰 식료품·에너지 품목을 제외한 대표 소비재·서비스의 고정 바스켓 종합 물가를 측정한다. 이러한 제외 기반 근원 지표는 공급 충격이 제거되고 수요가 중립일 때 장기 성장 경로상에서 성립하는 인플레이션으로 처음 규정되었다(Eckstein 1981).

고정 바스켓 종합지수로서 이 계열은 기준시점 수량 가중 구성을 따른다(Laspeyres 1871). 이 구성은 비교시점 가중 형태와 개념적으로 대응하며(Paasche 1874), 경제학적 진성 생계비 개념을 근사한다(Konüs 1939; Diewert 1998).

식료품과 에너지의 제외는 여러 연구가 제기한 기조 인플레이션 측정 문제에 대한 하나의 해법이다(Cecchetti 1997; Bryan and Cecchetti 1994; Quah and Vahey 1995). 이 제외 방식은 제한영향 절사평균·가중중앙값 추정량 및 비관측요인 추세와 대비된다(Bryan, Cecchetti, and Wiggins 1997; Stock and Watson 2007).

이 지수가 체현하는 지수산식의 목표는 조화 소비자물가 개념이며(Diewert 2002), 이는 공리적 관점에서 개관되어 왔다(Balk 1995). 이 계열의 상승은 식료품·에너지 충격을 배제한 지속적 물가 압력의 강화를 의미한다.

## 산출방법

KRED는 KRCORECPI에 재기준화, 디플레이트, 계절조정, 평활화, 연율화 등 어떠한 변환도 적용하지 않으며, 수록 값은 편제된 그대로의 월별 원계열 지수 수준이다.

이 계열이 자리 잡는 측정 기반은 고정 바스켓 종합 물가지수 체계이다. 이 체계에서는 가격비의 기준시점 수량 가중 평균이 형성되며(Laspeyres 1871), 비교시점 가중을 쓰는 대안이 존재한다(Paasche 1874). 두 형태의 기하 평균적 조정이 이상 지수를 이룬다(Fisher 1922).

그러한 산식이 충족해야 하는 공리·검정 기준은 여러 연구가 정리하였다(Fisher 1922; Balk 1995; Diewert 1976). 초월대수 로그변화 지출몫 가중 형태와 엄밀·초월 지수류는 고정기준 지수가 평가되어 나아가는 연쇄 정련을 규정한다(Törnqvist 1936; Diewert 1976).

근원 변형은 종합에 앞서 바스켓에서 식료품과 에너지 계층을 삭제하여 얻어진다. 이렇게 얻어진 값은 기조 인플레이션의 제외 추정량으로서(Eckstein 1981; Cecchetti 1997), 절사평균·가중중앙값 제한영향 추정량과 구별된다(Bryan and Cecchetti 1994; Bryan, Cecchetti, and Wiggins 1997).

그러한 고정기준 지수가 경제학적 진성 생계비 목표로부터 이탈하는 정도는 대체편의 격차이며(Konüs 1939), 이 격차는 계량되어 왔다(Diewert 1998; Boskin et al. 1996).

## 경제학에서의 응용

식료품과 에너지를 제외한 근원 소비자물가지수는 인플레이션의 지속적·수요 주도 구성요소를 가늠하는 척도로 읽힌다. 이는 공급 충격이 제거되고 수요가 중립인 장기 성장 경로상의 인플레이션에 해당한다(Eckstein 1981).

변동성이 큰 식료품·에너지 품목의 제외는 기조 인플레이션 문제에 대한 제외 접근으로, 측정된 표제 인플레이션을 추세에 일시적 잡음과 편의를 더한 것으로 설정한다(Cecchetti 1997). 동일한 비대칭 공급 충격을 다루는 제한영향 추정량이 이 문제의 또 다른 대응이며(Bryan and Cecchetti 1994), 대안적 구조 정의는 근원 인플레이션을 실질 산출에 장기적 영향이 없는 성분으로 식별한다(Quah and Vahey 1995).

이 지수가 진성 생계비 개념을 근사하므로(Konüs 1939; Diewert 1998), 그 움직임은 대체·품질변화 편의에 비추어 해석된다(Boskin et al. 1996). 잔여 식료품·에너지 격차는 고정 바스켓 구성이 통과시키는 상대가격 충격을 반영한다(Laspeyres 1871; Paasche 1874).

이렇게 분리된 추세는 비관측요인 영구 성분에 상응한다(Stock and Watson 2007). 동일한 잡음 감축을 달성할 최적 절사 정도는 첨도 기반 계산으로 정해진다(Bryan, Cecchetti, and Wiggins 1997).

## 금융시장에서의 응용

금융 분석에서 근원 소비자물가 수준은 실질수익률과 인플레이션 보상 측정의 기준점이 된다. 이 지수가 분리하는 지속적 성분이 명목 상품에 내재된 인플레이션 기대를 가격결정하는 데 가장 풍부한 정보를 담기 때문이다.

식료품과 에너지의 제외는 기조 인플레이션 논리를 따르며(Cecchetti 1997; Eckstein 1981), 추세 추출에 더 적합한 신호 대 잡음 특성을 지닌 계열을 만들어 낸다. 이 추세는 비관측요인 임의보행으로 모형화되고(Stock and Watson 2007), 첨도 최적 절사로 겨냥된다(Bryan, Cecchetti, and Wiggins 1997).

이 지수는 비교시점 가중의 Paasche (1874)나 초월 형태인 Fisher (1922)·Törnqvist (1936)가 아니라 고정 바스켓 Laspeyres (1871) 종합이다. 따라서 측정된 근원 인플레이션과 진성 생계비 개념 사이의 간극은 이를 조건으로 삼는 실질수익률과 손익분기 계산에 직접 작용한다(Konüs 1939; Diewert 1998).

시장 참가자는 식료품·에너지 제외를 채권과 물가연동 평가가 가격결정해야 하는 인플레이션 위험에 대한 투명하지만 불완전한 여과로 취급한다. 이러한 판단은 장기 산출 무영향 구조 정의와 제한영향 중앙값에 비추어 이루어진다(Quah and Vahey 1995; Bryan and Cecchetti 1994).

## 통계적 검정

KRCORECPI는 계절조정을 하지 않은 근원 소비자물가지수 수준으로 공표되며, 타당한 통계 대상은 그 로그값으로 1차 적분이 예상된다. 표본은 1990-01부터 2026-05까지 437개 월별 관측치이며, 단위근 삼중 검정은 로그 수준에 상수와 추세를 포함하여 수행한다.

Said and Dickey (1984)의 시차 보강을 적용한 Dickey and Fuller (1979)의 증대 디키-풀러 회귀는 p = 0.045로 5% 수준에서 단위근을 기각하고, 비모수적인 Phillips and Perron (1988) 검정은 p = 0.000으로 더 분명히 기각하나, 정상성을 귀무로 두는 검정은 p < 0.01에서 추세정상성을 기각한다 (Kwiatkowski et al. 1992). 따라서 세 절차는 서로 어긋나며, 두 차분 귀무 검정은 정상성을 가리키고 KPSS 검정은 단위근을 가리키므로 명확한 적분 차수는 부여하지 않는다.

로그 수준이 명확한 정상 판정을 받지 못하므로 포트맨토와 구조변화 탐색은 1차 차분에서 수행하는데, 지속적 지수의 수준 포트맨토는 기계적인 근단위 자기상관을 읽고 수준 평균변화 탐색은 확률적 추세를 허위로 분할하기 때문이다 (Perron 1989; Hamilton 2018). Box and Pierce (1970)의 형태를 정련한 Ljung and Box (1978)의 포트맨토 통계량은 차분 로그 수준에서 p = 0.000으로 백색잡음 귀무를 기각하고, Bai and Perron (1998)의 다중 구조변화 절차를 Bai and Perron (2003)의 동적계획 알고리즘으로 계산하면 차분 계열 평균에서 1998-04의 단일 변화점이 찾아진다.

이 계절조정하지 않은 월별 지수에서는 계절 검정이 타당하다. Beaulieu and Miron (1993)의 월별 방식을 갖춘 Hylleberg et al. (1990)의 계절 단위근 검정은 p = 0.000에서 계절 주파수의 단위근을 기각하고, 계절 더미는 p = 0.000에서 결합 유의하므로, 계절성은 확률적이지 않고 결정적으로 존재하며, 이는 Canova and Hansen (1995)의 계절 정상성 판독 및 계열의 계절 미조정 성격과 합치한다 (Ghysels and Osborn 2001).

## 자주 묻는 질문

### 소비자물가지수와 생산자물가지수는 어떻게 제공됩니까?

소비자물가 총지수와 근원지수, 생산자물가지수, 그리고 품목 성질별로 분류한 소비자물가 소분류들이 각각 공표된 지수 수준으로 들어갑니다.

### 소비자물가지수에 계절조정을 적용합니까?

적용하지 않습니다. 계절조정 이전의 원지수이므로 전월 대비 변동은 통상적인 계절 패턴을 감안해 읽어야 합니다.

### 물가지수를 상승률로 발행하지 않는 까닭은 무엇입니까?

공표 대상이 지수 수준이고 기준시점 정보를 함께 지니기 때문입니다. 전년 동월 대비 상승률은 별도 그룹으로 분리해, KRED가 가한 변환이 수준 계열 안에 숨지 않도록 했습니다.