대한민국 소비자물가 상승률 (전년동월비)

이 그룹의 계열은 물가 동학에 관한 모형이 아니라 기초 소비자물가지수와 생산자물가지수 수준에서 도출한 전년동월 대비 인플레이션율이다. 각 비율은 고정 기준 지수의 12개월 비례 변화이며, 공통 기준시점이 당월 지수와 전년 동월 지수에 동일하게 들어가 비율에서 상쇄되므로, 상승률은 기준연도의 선택과 지수 계열의 개편·연결에 불변이다(Shiratsuka 1997). 이 비율을 정의하는 12개월 차분은 그 자체가 모형 기반 조정 단계 없이 연중 결정적 가격 패턴을 걷어내는 계절 차분 필터이며, 다만 전년동월 대비 변화가 전년의 움직임에 좌우되고 기조 상승률의 전환점에 뒤처진다는 알려진 대가가 따르는데, 이는 바로 이 구성을 두고 지적된 한계다(Shiratsuka 1997).

이 그룹은 헤드라인 소비자물가 상승률, 변동성이 큰 식료품·에너지·농산물·석유류 성분을 제외한 두 근원 소비자물가 상승률, 그리고 가격 사슬의 상류에 위치하는 생산자물가 상승률을 담으며, 이들은 본 사이트의 모형 기반 추세 및 제한영향 기조 인플레이션 지표와 견주는 관측 인플레이션 패널로 함께 읽힌다(Bryan, Cecchetti, and Wiggins 1997; Clark 2001; Rich and Steindel 2007). 근원 상승률은 고정 제외방식이 매월 같은 방식으로 걷어내는 지속 성분을 분리하는 반면, 헤드라인과 생산자 상승률은 근원 지표가 걸러내도록 설계된 일시적 상대가격 움직임을 담는다(Cogley 2002; Stock and Watson 1998).

각 비율은 공표 지수 수준에 가하는 단일 산술 변환으로 산출되며, 추정도 계절조정 모형도 없다.

$t$월의 전년동월 대비 비율은 $g_t = 100\,(P_t/P_{t-12} - 1)$로, 지수 $P_t$의 12개월 비례 변화를 백분율로 나타낸 것이며, $P_t$와 $P_{t-12}$에 공통인 기준시점이 상쇄되어 비율은 지수 계열의 개편·연결에 영향을 받지 않는다(Shiratsuka 1997). 월별 입력에는 12개월, 분기 입력에는 4분기의 시차를 쓰며, 이는 각 경우에 한 번의 완전한 계절 주기를 아우르는 지평이다. 이 변환은 헤드라인·근원·생산자 지수 수준에 동일하게 적용되고 평활화나 계절 제거, 이상치 처리를 덧씌우지 않으므로, 공표 비율은 가공하지 않은 12개월 변화이며 지수 계열을 그대로 물려받는다(Bryan, Cecchetti, and Wiggins 1997).

중앙은행이 전년동월 대비 인플레이션율을 주시하는 까닭은 그것이 정책이 반응해야 하는 지속 성분과 일시적 상대가격 잡음을 함께 담기 때문이며, 근원 상승률은 그 지속 성분을 분리하려는 시도다(Bryan, Cecchetti, and Wiggins 1997; Cogley 2002). 고정 제외방식 근원지수는 충격이 어디에서 발생하든 매월 같은 품목을 제거하므로 헤드라인과의 관계가 평가 문헌의 오랜 주제가 되어 왔고, 비교 연구들은 어느 단일 근원지표도 지배적이지 않음을 보여 준다(Clark 2001; Rich and Steindel 2007). 물가안정목표제 아래에서 운영상 근거는 정책이 목표 대비 인플레이션의 지속적 부분에 반응해야 한다는 데 있으며, 대한민국에서는 소비자물가 2% 목표가 그 준거다(Stock and Watson 1998).

생산자물가 상승률은 가격 사슬의 상류에 위치하여 소비자물가로의 파급을 읽는 창이 되지만, 그 전달은 불완전하고 시차를 두고 이루어진다(Cogley 2002). 예측 관점에서 근원 지표가 표본에 따라 총인플레이션을 헤드라인보다 잘 예측한다는 증거가 있는 한편(Crone et al. 2013; Meyer, Venkatu, and Zaman 2013), 시차 인플레이션만 쓰는 단순 벤치마크는 이기기 어렵기로 악명이 높다(Atkeson and Ohanian 2001). 이들 상승률은 우측으로 치우친 가격변화 분포에서 평균이 갖는 상방 편의를 담기도 하므로, 본 사이트에서는 강건한 중심경향 지표 및 모형 추세와 나란히 읽힌다(Ball and Mazumder 2019; Meyer and Venkatu 2014; Shiratsuka 1997).

채권·인플레이션 시장 참가자는 명목 수익률을 기대인플레이션·실질금리·위험 프리미엄으로 분해하여 가격을 매기며, 그때 입력되는 기대인플레이션은 최신 월별 공표치가 아니라 지속 성분이므로 전년동월 대비 상승률과 그 근원 성분이 준거가 된다(Bryan, Cecchetti, and Wiggins 1997; Cogley 2002). 월별 공표치를 읽을 때 관건은 서프라이즈가 지속 성분을 움직이는가 아니면 잡음에 그치는가이며, 장기 만기 수익률이 거시 뉴스에 반응하는 것도 장기 기대인플레이션의 수정을 통해서다(Gurkaynak, Sack, and Swanson 2005).

생산자물가 상승률은 소비자물가에 선행하는 파이프라인 압력을 담아 손익분기 인플레이션율 평가에 쓰이지만, 그 전달은 불완전하다(Crone et al. 2013). 어느 단일 인플레이션 지표도 지배적이지 않으므로 근원과 헤드라인, 생산자 상승률을 함께 보는 것이 유용하며(Clark 2001; Rich and Steindel 2007; Stock and Watson 1998), 예측 성과의 한계는 그대로 밝혀 둔다(Atkeson and Ohanian 2001; Meyer, Venkatu, and Zaman 2013; Ball and Mazumder 2019).

KRCPIYOY는 전년동월 대비 헤드라인 소비자물가 상승률로, 공통 기준시점이 상쇄되는 기초 물가지수 수준의 12개월 비례 변화이며, 이 비율 자체가 후보 정상 대상으로서 1991-01부터 2026-05까지 월별 425개 관측치에 대해 상수·추세 설정에서 검정된다. Said and Dickey (1984)의 시차 보강을 적용한 Dickey and Fuller (1979) 증강 검정은 통계량 −3.68로 p = 0.024에서 단위근을 기각하고, Phillips and Perron (1988) 검정은 통계량 −3.55로 p = 0.035에서 기각하는 반면, KPSS 검정은 통계량 0.273으로 p < 0.01에서 수준 정상성을 기각한다(Kwiatkowski et al. 1992). 따라서 두 단위근 검정은 단위근을 기각하고 정상성 검정은 정상성을 기각하여, 세 검정이 합치할 때에만 차수를 부여하는 규약 아래에서 이견 없는 적분 차수를 부여하지 않으며, 증강 회귀의 시차 길이는 크기와 검정력을 보존하도록 정보기준으로 선택된다(Ng and Perron 2001).

비율의 수준, 곧 후보 정상 대상에 대해 Ljung and Box (1978) 포트맨토는 시차 12와 시차 24의 단에서 모두 Q 통계량 2620.68과 3189.99로 p = 0.000에서 무자기상관 귀무가설을 기각한다. 이 비율이 검정 대상이므로 수준 단절 탐색이 적절한 평균 이동 진단이며(Perron 1989), Bai and Perron (1998) 절차를 Bai and Perron (2003)의 알고리즘으로 계산하면 1998-12, 2012-07, 2021-03의 세 평균 이동이 위치한다.

전년동월 대비 구성 자체가 HEGY 계열이 조사하는 계절 단위근을 제거하는 계절 차분 필터이므로, HEGY 및 Canova-Hansen 계절 단위근 검정은 의도적으로 수행하지 않았는데, 변환이 이미 소거한 계절 단위근을 검정하는 것은 순환적이기 때문이다(Hylleberg et al. 1990; Canova and Hansen 1995; Ghysels and Osborn 2001).