대한민국 GDP 디플레이터

한국의 국민계정 총량 KRNGDP, KRGDPDEF, KRPCE, KRFACINV, KRCONINV, KRGNI, KRSAVRATE은 어떠한 변환도 거치지 않고 보고된 그대로 기록한 원계열이며, 거주자 경제의 산출·물가·지출·소득·저축을 편제한 수량이다. 이들은 하나의 통합 국민계정 체계 안에 자리하며, 지출 측면에서 측정한 국내총생산은 최종소비·투자·순수출의 합과 같고, 동일한 산출을 경상가격으로 재평가하여 그 물량으로 나눈 값이 함축된 물가 디플레이터를 규정하므로, 수준·구성요소·디플레이터는 추정이 아니라 구성상 서로 묶인다.

각 총량은 국민소득 측정의 계보에 속하는 복식 사회회계 수량으로(Kuznets 1941), 모든 거래가 체계를 닫는 회계 항등식 아래 사용에 한 번, 대응하는 자원에 한 번 기입된다(Meade and Stone 1941). 구성요소는 통합된 생산·소득·지출 계정에서 읽어내며(Stone 1966), 그 정의와 정합 규칙은 사회회계 틀에서 내려오고(Stone 1947), 그 산출 개념은 생산과 실질 산출의 측정을 따른다(Fabricant 1940).

명목 총량을 물량과 물가 부분으로 분리하는 일은 지수 문제이며, 이는 경상가격 산출을 고전적 지수 전통으로 구축한 물가지수로 디플레이트하여 해결하고(Fisher 1922; Laspeyres 1871; Paasche 1874) 그 초월대수적 정련을 더하므로(Diewert 1976), 디플레이터는 참된 산출비용 비교에 근사한다(Konüs 1939). 실질 지출·소득 총량은 동일한 재평가로 얻은 물량 대응물이며, 저축률은 가처분소득 가운데 소비되지 않은 몫이다.

거주자 경제의 경상수지는 국민저축에서 국내투자를 뺀 값과 같으므로, 저축률과 투자 구성요소는 저축·투자·대외수지를 잇는 기간 간 회계 항등식으로 묶이고(Obstfeld and Rogoff 1995), 그 배후의 누적 포지션은 국민 대차대조표로 사상된다(Goldsmith, Lipsey, and Mendelson 1963). 이 총량들은 산출·지출·소득의 변동을 경기순환으로 측정 가능하게 하려고 구축되었다(Burns and Mitchell 1946).

이들 계열 가운데 여럿은 원천에서 계절조정되어 여기서는 추가 조정 없이 기록하며, 물가 디플레이터와 저축률은 계절조정 없이 보고된 그대로 기록하므로, 각각은 원천에서 담긴 달력 처리를 그대로 유지한다.

KRED는 KRNGDP, KRGDPDEF, KRPCE, KRFACINV, KRCONINV, KRGNI, KRSAVRATE에 디플레이트, 재척도화, 평활화, 연율화 어느 것도 적용하지 않으므로, 각 공표 수치는 측정된 그대로의 국민계정 값이다. 경상가격 또는 물량 수준은 십억 원 단위, 디플레이터는 지수, 저축률은 백분율 몫이다. 어느 계열에 담긴 계절조정이든 원천에서 수행된 것을 그대로 재현하며, KRED가 적용하지 않는다.

측정의 토대는 복식 국민계정 체계이며, 이 체계는 모든 흐름을 사용인 동시에 자원으로 기입하여 계정을 균형 짓고(Meade and Stone 1941), 국민소득의 정초적 추정을 통합 사회회계 체계 안에서 확장한다(Kuznets 1941; Stone 1966; Stone 1947). 그러한 추정의 신뢰 한계는 계정 자체와 함께 정식화되었고(Stone, Champernowne, and Meade 1942), 거래주체의 부문 구분과 흐름 분류에 관한 실무 규약은 편람 처리를 따른다(Dawson 1996).

경상가격 총량을 물량과 디플레이터로 분리하는 일은 지수이론을 적용하며, 그 이론에서 수량과 물가는 짝을 이루는 정확지수로 결합되고(Fisher 1922; Diewert 1976), 기초 집계는 고전적 물가지수 형태에 기대며(Laspeyres 1871; Paasche 1874; Törnqvist 1936) 현대 방법론의 지수 정합 요건을 따른다(Balk 1995). 소비와 투자의 물량 총량은 동일한 재평가로 얻으며, 실질 산출의 측정은 수량과 물가 성분의 처리를 따른다(Hill 1988).

저축률은 저축된 국민총가처분소득의 몫으로 편제되므로, 그 분자와 분모의 정의를 소득·지출 계정에서 물려받고(Stone 1966) 구성상 저축·투자 항등식을 충족한다(Obstfeld and Rogoff 1995). 어느 경우에나 공표 수치는 모형화된 수량이 아니라 회계적으로 정합한 수준·비율·지수로서 존재하며, 그것이 뒷받침하는 순환 분해는 계정이 측정 가능하게 하려던 바로 그것이다(Frisch 1936).

국민계정 총량은 가장 주시되는 거시 수량에 속하는데, 산출과 그 지출 구성요소와 소득과 저축이 활동 상태와 그 배후의 기간 간 선택을 함께 추적하기 때문이다. 실질 산출과 그 물량 구성요소는 경기순환 측정의 원재료이며(Kuznets 1941; Burns and Mitchell 1946), 변동을 충격과 전파로 보는 관점은 바로 이러한 총량에 기댄다(Frisch 1936).

지출 분해는 그 부분들이 순환에 걸쳐 다르게 움직이므로 유익하다. 소비는 가장 크고 가장 완만한 구성요소로 그 공행이 순환의 시점을 정하는 데 도움이 되며(Stock and Watson 1989), 설비투자와 건설투자는 변동성이 크고 전방을 내다보는 부분으로 그 전환점이 총량을 선행한다(Mitchell and Burns 1938; Moore 1961). 이들 구성요소가 산출에 대해 지니는 체계적 시차는 선행·동행 지표 전통의 토대이다(Zarnowitz 1992).

디플레이터는 명목 성장과 실질 성장을 가르는 물가 정보를 담으며, 그 거동은 추세에서 일시적 움직임을 걷어내는 기조 인플레이션 개념에 비추어 읽는다(Eckstein 1981). 실질 국민총소득은 해외 순수취소득과 교역조건 이득 조정만큼 실질 산출과 다르므로 거주자에게 실제로 귀속되는 구매력을 측정하며, 이는 상대가격이 움직일 때 중요해지는 구별이다.

소득에 비추어 저축률은 구매력의 시간 간 재배분을 측정하고 저축·투자 항등식에 따라 경제의 순대출 포지션과 같으므로(Obstfeld and Rogoff 1995), 총저축과 투자는 순대외 흐름 너머의 정보를 지닌다(Obstfeld 2012). 가계 소비와 저축은 소득과 기대에 반응하며(Carroll, Fuhrer, and Wilcox 1994; Ludvigson 2004), 통합 계정은 이 잔액들을 수요 분석의 직접 대상으로 만든다(Stone 1966).

시장 참여자에게 국민계정 총량은 순환적·자산 간 포지셔닝의 거시 오버레이인데, 산출·지출·소득·저축이 이익·금리·위험 프리미엄이 전개되는 배경을 설정하기 때문이다. 이 총량들로 구축한 경기순환 연대기는 전환점의 시점을 재는 기준이며(Burns and Mitchell 1946; Zarnowitz 1992), 종합지표 전통은 그 공행을 순환에 대한 거래 가능한 판독으로 정련한다(Stock and Watson 1989; Moore 1961).

구성요소는 가격결정에 다르게 작용한다. 변동성이 큰 투자 총량과 전방을 내다보는 서베이 잔액은 순환을 선행하므로 그 전환은 듀레이션과 신용 노출의 시점을 알려주며(Mitchell and Burns 1938), 이 활용은 활동 자료에서 시장 기압계를 읽으려던 초기 시도에서 내려온다(Persons 1923). 소비와 그 저축 대응물은 매출을 이끄는 수요 경로와 신용 성과 배후의 가계 현금흐름을 조건 짓는다(Carroll, Fuhrer, and Wilcox 1994; Ludvigson 2004).

디플레이터가 중요한 까닭은 물가를 제거한 실질 성장만이 실질 수익으로 사상되며, 물가의 일시성 대 추세 분해가 그 사상을 예리하게 하기 때문이다(Eckstein 1981). 명목 산출과 그 이자비용은 포기된 수익이 보유자의 금리 민감도로 이어지는 저축·투자 균형을 고정한다(Fisher 1930).

저축률과 대외수지는 통화 데스크와 거시건전성 감독이 주시하는 노출을 틀 짓는데, 한 나라의 순대출 포지션이 그 대외 채권의 흐름 대응물이기 때문이며(Obstfeld and Rogoff 1995; Lane and Milesi-Ferretti 2001), 저축과 신용의 급격한 변동은 장기 기록에서 거듭 금융 불안정에 선행했다(Schularick and Taylor 2012; Jordà, Schularick, and Taylor 2017).

KRGDPDEF는 한국의 GDP 디플레이터로, 계절미조정 물가지수이며 공표되는 로그 수준이 통계 대상으로 1차 적분이 예상된다. 표본은 1960년부터 2026년까지 265개 분기별 관측치이며, 단위근 삼중 검정은 로그 수준에 상수와 추세를 포함하여 수행한다.

Said and Dickey (1984)의 시차 보강을 적용한 Dickey and Fuller (1979)의 증대 회귀는 통계량 −2.693, p = 0.239에서 단위근을 기각하지 못하고, 비모수적인 Phillips and Perron (1988) 검정은 통계량 −2.225, p = 0.476에서 이에 합치하며, Kwiatkowski et al. (1992)의 정상성 귀무 검정은 통계량 0.610, p < 0.01에서 추세정상성을 기각하므로, 세 절차 모두 명확한 I(1) 분류에 합치한다. Elliott, Rothenberg, and Stock (1996)의 GLS 추세제거 상향 검정은 판정이 모호한 경우에만 유보되며 이 명확한 판독에는 쓰이지 않는다.

로그 수준이 I(1)이므로 포트맨토와 구조변화 탐색은 로그 차분에서 수행하는데, 수준 포트맨토는 추세 로그 수준의 근단위 자기상관을 읽고 수준 평균변화 탐색은 이를 허위로 분할하기 때문이다(Perron 1989; Hamilton 2018; Bai and Perron 1998). Box and Pierce (1970)의 형태를 정련한 Ljung and Box (1978)의 포트맨토 통계량은 로그 차분에서 시차 4에 Q = 230.44, 시차 8에 Q = 431.70으로 백색잡음 귀무를 p = 0.000에서 기각하며, Bai and Perron (2003)의 동적계획 알고리즘으로 계산한 다중 구조변화 절차는 로그 차분 평균에서 1981-07에 하나의 변화점을 둔다.

지수가 계절조정되지 않으므로 계절 배터리는 조정 잔차가 아니라 실제 달력 구조를 검토한다. Hylleberg et al. (1990)의 계절 단위근 검정은 분기 주파수에 적용되며 이후 Beaulieu and Miron (1993)으로 확장된 것으로, 통계량 89.504, p = 0.000에서 계절 주파수의 단위근을 기각하므로 계절 변동은 확률적이 아니라 결정적이며, 계절 더미 F 검정은 F = 47.436, p = 0.000에서 결합 유의하여 안정적 결정적 계절성을 확인한다. 계절 주파수 포트맨토는 차분 계열에서 435.96, p = 0.000을 반환하여 잔차 자기상관을 계절 시차에 집중시킨다. 이 결정적·정상 계절 구조 판독은 Canova and Hansen (1995) 및 계절조정 문헌과 합치한다(Ghysels and Osborn 2001).