대한민국 주택매매거래량

이 그룹은 한국 주택시장 지표를 월별 계절 미조정 수준으로 기록하며, 각 원천 계열은 무변환으로 기록된다. 그룹은 주택 매매가격과 전세 보증금 가격에 대한 두 가격지수와, 미분양 신규주택 재고 및 매매거래 건수라는 두 수량 계열을 담는다.

두 가격지수는 고정 바스켓 집계이며, 기준 가중치를 비교 기간에 걸쳐 고정하므로 각 지수의 움직임은 재고 구성 변화가 아니라 순수한 가격 변화만을 반영한다(Laspeyres 1871). 시간역전·요소역전 검정을 만족하는 당기 가중 쌍대와 기하평균 이상지수가 그 고정기준 수준을 둘러싸며, 지출비중 로그변화 형태가 그 수준을 읽어 내는 초월대수적 근사가 된다(Paasche 1874; Fisher 1922; Törnqvist 1936).

각 가격지수가 궁극적으로 근사하는 개념은 효용 불변 가격비율이며, 이는 지수이론의 네 접근 분류 안에서 정밀해지고 정확·초월대수 집계자에 근거한다(Konüs 1939; Diewert 1976, 2002). 주택 바스켓은 이질적이고 회전이 느리므로 기록된 수준은 품질변화·구성 격차만큼 그 목표에서 벗어나며, 이 구성이 만족하는 공리적 일관성은 검정 접근의 계보에 속한다(Diewert 1998; Boskin et al. 1996; Balk 1995).

두 수량 계열은 가격이 아니라 건수이며, 평가가 아니라 회전과 재고로 주택 순환을 측정하는 전통에 속한다(Burns and Mitchell 1946; Mitchell and Burns 1938). 주택 거래 회전과 미분양 재고의 적체는 그 순환의 고전적 동행·후행 표지이다(Persons 1923; Moore 1961). 주택은 가계 차입의 지배적 담보이므로 이 수량들은 금융순환의 레버리지 국면도 추적한다(Schularick and Taylor 2012; Jordà, Schularick, and Taylor 2017; Borio 1997).

각 계열은 공급충격 강건 또는 평활화된 순환적 중심경향이 아니라 원천 분포 그대로 보존된다(Eckstein 1981; Zarnowitz 1992).

KRED는 이 주택시장 계열에 어떠한 변환도 적용하지 않으며, 공표된 각 수준을 날짜 파싱과 장형 저장소로의 재구성만 거쳐 기록 그대로 적재한다. 재지수화·디플레이팅·계절조정·평활화·연율화·전년동월 차분 어느 것도 수행하지 않으므로, 가격지수는 공표 지수치로 들어오고 수량 계열은 공표 건수로 들어온다.

두 가격 수준이 존재하게 되는 측정 기반은 고정 바스켓 집계이며, 기준기간 조사가 가중치를 고정하고 개별 가격 상대치를 전 품목 지수로 결합한다(Laspeyres 1871). 그 구성은 당기 가중 지수, 대칭 이상지수, 지출비중 로그변화 지수를 대안으로 갖는 지수이론 틀 안에 놓이며, 뒤의 두 초월대수 공식은 유연 집계자에 대해 정확하다(Paasche 1874; Fisher 1922; Törnqvist 1936; Diewert 1976).

동일한 가격 수치에 이르는 네 개념 경로는 고정 바스켓·검정·확률적·경제적 접근이고, 그 수준이 겨냥하는 효용 불변 개념은 주택 서비스를 고정한 비율이다(Diewert 2002; Konüs 1939). 기록된 수준과 그 목표 사이의 간격은 품질변화·구성 편의로 이루어지는데, 계열이 측정된 그대로 제공되므로 KRED는 이를 보정하지 않고 검정 접근의 공리적 교정도 부과하지 않는다(Diewert 1998; Boskin et al. 1996; Balk 1995).

두 수량 계열은 가격 집계가 아니라 단위를 세어 형성되며, 이는 주택시장의 순환 측정이 의지하는 회전과 재고의 집계이다(Burns and Mitchell 1946; Mitchell and Burns 1938; Persons 1923). KRED는 이 건수를 보고된 그대로 기록하고, 이를 평활화된 순환 지표로 바꿀 기준순환 시점 설정이나 추세 추출을 적용하지 않는다(Moore 1961; Zarnowitz 1992; Eckstein 1981).

주택시장의 계기로서 이 계열들은 거시분석이 함께 읽는 부문의 두 얼굴인 가격과 수량을 담는다. 매매가격지수와 전세지수는 주택 서비스의 평가를 측정하며, 안정 계기로 쓰이는지는 고정 바스켓 수준이 효용 불변 가격을 얼마나 가깝게 추적하는가에 달려 있다(Konüs 1939; Laspeyres 1871).

주택 바스켓은 이질적이고 회전이 느리므로 기록된 가격 수준은 품질 불변 개념에 대한 알려진 편의 대리지표이며, 이는 지수이론이 고정기준 구성에 귀속하는 구성·품질변화 격차이다(Diewert 1998; Boskin et al. 1996). 그 격차에 견주어 읽어도 매매가격지수는 평활화된 근원이 아니라 정책이 반응하는 지속적 평가 진폭을 식별한다(Eckstein 1981; Diewert 2002).

미분양 재고와 거래 계열은 그 평가 진폭을 선도하고 확인하는 수량 신호, 곧 고전 순환의 회전·재고 표지를 제공한다(Burns and Mitchell 1946; Mitchell and Burns 1938). 미분양 주택 적체의 증가와 매매거래의 위축은 주택 하강이 시점화되는 동행·후행 지표이다(Persons 1923; Moore 1961; Zarnowitz 1992).

금융안정 분석에서 네 계열은 신용순환의 주택 국면으로 읽히는데, 주택이 가계 레버리지의 지배적 담보이고 주택가격·회전 순환의 진폭이 그 레버리지 축적에 대응하기 때문이다(Schularick and Taylor 2012; Jordà, Schularick, and Taylor 2017; Borio 1997). 소비 바스켓 대비 주택의 상대가격은 같은 신호를 실질로 틀 지운다(Fisher 1930).

자산 가격결정에서 주택시장 수준은 주택담보대출·부동산 연계 증권·가계 대차대조표가 평가되는 관측 대상이다. 두 가격지수는 평가 국면을 결제하며, 지수이론은 가격지수가 만족해야 할 시간역전·요소역전 검정으로 명목 주택가치의 디플레이션을 형식화한다(Fisher 1922; Laspeyres 1871; Paasche 1874).

시장이 평가하는 수준은 효용 불변 가격이 아니라 고정 바스켓 구성이므로, 구성·품질변화 격차는 헤드라인 지수와 개별 주택의 반복매매 가치 사이 베이시스에 반영된다(Diewert 1998; Boskin et al. 1996; Törnqvist 1936). 연속 빈티지가 결제를 위해 정합적으로 연쇄되는지는 구성의 공리적 일관성이 규율한다(Balk 1995; Diewert 2002).

미분양 재고와 거래 계열은 평가만으로는 놓치는 유동성·공급 적체 위험을 가격화하며, 이는 담보의 순환적 판독이 의지하는 회전·재고 정보이다(Burns and Mitchell 1946; Mitchell and Burns 1938; Moore 1961). 거래 건수의 위축은 가격지수가 돌아서기 훨씬 전에 부동산 담보의 헤어컷을 넓히는 시장 유동성 경보이다(Persons 1923; Zarnowitz 1992).

매크로 포지셔닝에서 네 계열은 금융순환의 주택 국면으로 읽히며, 그 진폭과 레버리지 축적은 지배적 가계 담보인 주택이 은행체계로 전달하는 꼬리위험을 담는다(Schularick and Taylor 2012; Jordà, Schularick, and Taylor 2017; Borio 1997). 장기 수익을 판정하는 실질 주택가치는 소비 바스켓으로 디플레이트한 명목 수준이다(Fisher 1930; Konüs 1939).

KRHTXN은 계절조정을 하지 않은 주택매매거래 건수로 공표되며, 타당한 통계 대상은 그 건수의 로그값이며, 그 단위근 여부를 검토한다. 표본은 2006-01부터 2026-04까지 244개 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 = 0.182에서 단위근을 기각하지 못하고, 정상성을 귀무로 두는 Kwiatkowski et al. (1992) 검정은 p = 0.019에서 추세정상성을 기각하여 두 판독 모두 적분된 로그 건수와 합치하는 반면, Phillips and Perron (1988) 검정은 유일한 이견으로 p = 0.000에서 단위근을 기각하는데, 이는 근단위 이동평균 오차 아래에서 허위 정상성으로 과다기각하는 문서화된 필립스-페론 양상이지 정상성의 독립적 증거가 아니므로, 명확한 적분 차수는 부여하지 않는다(Ng and Perron 2001).

로그 수준이 명확한 정상 대상이 아니므로 포트맨토와 구조변화 탐색은 1차 차분에서 수행하는데, 근단위근 건수의 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 어떠한 변화점도 찾지 못한다.

이 계절조정하지 않은 월별 건수에서는 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 기각하는 한편, 결합 계절 더미 F는 p = 0.000에서 유의하므로, 계절성은 확률적이지 않고 결정적으로 존재하며, 이는 주택 거래에 뚜렷한 연중 이사철 양상으로서 Canova and Hansen (1995)의 정상성 계절 판독 및 계열의 계절 미조정 성격과 합치한다(Ghysels and Osborn 2001).