대한민국 근원 소비자물가지수 (농산물·석유류 제외)

KRCPIQB는 농산물 및 석유류를 제외한 한국의 월별 근원 소비자물가지수를 어떠한 변환이나 디플레이션, 재기준화도 없이 원계열 그대로 수록한 것이다. 이 계열은 변동성이 큰 농산물·석유류 품목을 제외한 뒤 대표적 소비재·서비스의 고정 바스켓 가격을 측정하는 지수량으로, 기준시점 수량가중의 Laspeyres (1871)와 그 비교시점 가중 대응물인 Paasche (1874)의 지수 전통에 속한다.

개념적으로 이 지수는 대표 가계의 효용을 일정하게 유지하는 지출비율을 추적하는 Konüs (1939)의 진성 생계비 지수를 근사한다. 이 근사를 실행 가능하게 만든 것은 검정·공리적 틀과 초월대수 지수 틀이다(Fisher 1922; Diewert 1976).

농산물과 석유류의 제외는 이 계열을 근원 인플레이션 측정의 계보에 위치시키며, 여기서 일시적 공급충격 성분이 표제 인플레이션에서 제거된다(Eckstein 1981; Bryan and Cecchetti 1994). 이 기조 성분은 장기적으로 실질산출에 영향을 주지 않는 부분으로 정의되고(Quah and Vahey 1995), 측정된 소비자물가는 추세와 일시적 잡음 및 편의의 합으로 파악된다(Cecchetti 1997).

개념적 토대와 생계비 해석은 Diewert (1998)와 Diewert (2002)가, 그것이 충족하는 공리적 정합성은 Balk (1995)가, 결과 인플레이션 계열의 추세·갭 해석은 Stock and Watson (2007)이 뒷받침한다. 지수 수준의 상승은 공급충격이 제거된 대표 소비묶음의 명목 가격이 오른 것으로, 기조적 물가압력의 강도를 나타낸다.

KRED는 KRCPIQB에 어떠한 변환도 가하지 않고 기록된 월별 지수 수준을 그대로 저장하며, 재척도화·디플레이트·평활화·연율화 중 어느 것도 적용하지 않고 별도의 계절조정도 하지 않는다. 따라서 방법론은 이 지수가 생성되는 측정 기반에 한정된다.

이 지수는 품목별 가격비를 고정 바스켓으로 집계한 것으로, Paasche (1874)의 비교시점 가중형이 아니라 Laspeyres (1871)의 기준시점 가중형으로 산출되며 품목 가중치는 가계 지출 비중에서 취한다. 이 둘의 기하평균인 이상지수가 충족해야 할 검정 기준은 Fisher (1922)가 정의하고, 유연한 집계함수에 대한 정확한 초월대수 지수는 Diewert (1976)가 특징짓는다. 연쇄에 쓰이는 로그변화 지출비중 형태는 Törnqvist (1936)가 제시한다.

집계의 경제적 목표는 Konüs (1939)의 생계비 지수이며, 고정기준 Laspeyres 측정치와의 대체 괴리는 Diewert (1998)와 Boskin et al. (1996)이 정량화하는데, 후자는 상품대체·소매처·품질변화·신상품 편의를 망라한다. 이 집계가 지키는 공리적 정합성은 Balk (1995)가, 이를 정당화하는 네 가지 개념적 접근은 Diewert (2002)가 정리한다.

농산물과 석유류의 제외는 Bryan and Cecchetti (1994)의 제한영향·제외 논리를 따르며, 그 결과 계열은 Cecchetti (1997)의 추세 더하기 잡음 대상으로 다루어진다.

제외 기반 근원 측정치로서 KRCPIQB는 통화정책이 영향을 미칠 수 있는 소비자물가 인플레이션의 지속적 성분을 분리한다. 이는 공급충격이 없고 수요가 중립일 때 경제의 장기 성장경로상 물가상승률로 근원 인플레이션에 부여된 역할이다(Eckstein 1981).

가장 변동성이 큰 품목을 제거하면 신호가 선명해지는데, 가격변화의 횡단면 분포가 두꺼운 꼬리를 갖기 때문이다(Bryan and Cecchetti 1994; Bryan, Cecchetti, and Wiggins 1997). 그 결과 지표는 정책용으로 일시적 잡음을 걷어낸 단기 인플레이션으로 규정된다(Cecchetti 1997).

동일한 기조 인플레이션은 산출에 장기적 영향이 없는 성분으로 정의되며(Quah and Vahey 1995), 비관측성분 분해의 완만한 영구추세로 읽힌다(Stock and Watson 2007).

이 계열이 Konüs (1939) 의미의 생계비 대용물이므로 그 추이는 가계 구매력의 잠식을 측정한다. 다만 고정기준 대체·품질 편의로 그 잠식은 과대평가된다(Diewert 1998; Boskin et al. 1996).

후생 변화가 얼마나 충실히 포착되는지는 지수의 바스켓 구성과 집계형식에 달려 있다. 고정 바스켓은 Laspeyres (1871)와 Paasche (1874)의 전통을 따르고, 그 초월대수적 정련은 Fisher (1922)와 Diewert (1976)에 근거한다.

KRCPIQB는 실질금리, 물가연동 현금흐름, 정책금리 기대를 읽어내는 기조 인플레이션 기준 역할을 하는데, 이것이 정책당국이 궁극적으로 겨냥하는 지속적 인플레이션 성분이기 때문이다(Cecchetti 1997; Eckstein 1981).

명목수익을 실질로 환산하는 투자자는 Konüs (1939)의 생계비 해석과 Laspeyres (1871)·Paasche (1874)·Fisher (1922)의 지수 산술에 의존한다. 대체·품질 편의는 고정기준 소비자물가가 실현 구매력을 추적하는 정밀도의 한계를 정하며, 이를 Diewert (1998)와 Boskin et al. (1996)이 망라한다.

절사평균·제외 근원 지표는 월별 변동을 왜곡하는 두꺼운 꼬리를 걸러내므로 듀레이션과 기대인플레이션 가격결정에서 표제 수치보다 선호된다(Bryan and Cecchetti 1994; Bryan, Cecchetti, and Wiggins 1997). 기간 프리미엄·실질금리 분해를 정박하는 장기 중립 정의는 Quah and Vahey (1995)가 제공한다.

시장이 신호를 추출하는 추세·순환 필터는 Stock and Watson (2007)이, 재가중을 규율하는 초월대수·공리적 기준은 Diewert (1976)와 Balk (1995)가 제시한다.

KRCPIQB는 계절조정을 하지 않은 공식 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 = 0.043으로 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).