대한민국 수입물가지수

이 계열은 무변환으로 기록한 원천 대외 물가·교역조건 지수로, 한 나라의 교역재 가격의 평균 또는 그 교역재 가격 간 비율을 측정하는 월별 지수 수준이다. 수입물가지수와 수출물가지수는 국경을 넘는 재화 가격의 기준기간 수량 가중 집계이며, 가중치를 비교 기간에 걸쳐 고정하므로 그 수준은 교역 바스켓 구성의 변화가 아니라 순수한 가격 변화를 반영한다(Laspeyres 1871). 당기 가중 대응물과 두 지수의 기하평균인 이상지수가 고정기준 수준을 둘러싸며, 그 이상지수는 시간역전·요소역전 검정을 만족한다(Paasche 1874; Fisher 1922). 지출비중 로그변화 형태는 고정 바스켓 대외 물가 수준을 읽는 준거가 되는 초월대수적 근사를 이룬다(Törnqvist 1936).

여기서 공표하는 순상품교역조건지수는 수출물가지수를 수입물가지수로 나눈 값을 지수로 표현한 것으로 수출 한 단위로 얻을 수 있는 수입량이며, 소득교역조건지수는 그 비율에 수출물량지수를 곱하여 총수출의 수입 구매력을 측정한다(Fabricant 1940). 상대가격으로 읽으면 교역조건은 실질환율의 교역재 대응물로, 실질환율은 소비자물가로 디플레이트한 명목환율이며 그 괴리는 교역재 가격이 구매력평가에서 벗어난 정도를 나타낸다(Rogoff 1996; Cassel 1918).

절대적 물가수준 비율과 기준기간 환율을 곱한 물가지수 비율 사이의 측정 구분은 그러한 대외 물가지수가 무엇을 등치하는지를 규정하고(Officer 1976), 비교에 어떤 물가지수가 들어가느냐는 교리적 선택과 그 배후의 동차성 가정이 구성을 좌우한다(Frenkel 1978). 단일가격의 일물일가 법칙은 교역재 지수가 근사하는 차익거래 기초이다(Isard 1977). 이 고정 바스켓 비교가 근사하는 경제적 목표는 효용을 고정한 지출비율로, 지수이론 안에서 정밀해진다(Konüs 1939; Diewert 2002). 교역조건은 다시 경상수지와 순대외자산 변동을 잇는 시점 간 회계 항등식에 들어간다(Obstfeld and Rogoff 1995).

KRED는 이 계열에 어떠한 변환도 적용하지 않으며, 각 공표 지수 수준을 날짜 파싱과 장형 저장소로의 재구성만 거쳐 기록 그대로 적재한다. 따라서 재지수화·디플레이팅·평활화·연율화·비율 산출·전년동월 차분 어느 것도 수행하지 않는다.

수입·수출 물가 수준이 성립하는 측정 기반은 고정 바스켓 집계이며, 기준기간 교역조사가 수량 가중치를 고정하고 개별 가격 상대치를 전 품목 대외 물가지수로 결합한다(Laspeyres 1871). 이 구성은 당기 가중 지수, 대칭 이상지수, 지출비중 로그변화 지수를 대안으로 갖는 지수이론 틀 안에 놓인다(Paasche 1874; Fisher 1922; Törnqvist 1936). 뒤의 두 초월대수 공식은 유연 집계자에 대해 정확하고, 이 수준이 만족하는 공리적 성질은 검정 접근에서 정리된다(Diewert 1976; Balk 1995).

순상품교역조건지수는 수출입 물가지수의 비율로, 소득교역조건지수는 그 비율에 수출물량지수를 곱한 값으로 공표되며, 각각이 측정된 그대로 제공되므로 KRED는 비율 산출도 물량 조정도 스스로 수행하지 않는다(Diewert 1998). 소득교역조건지수 배후의 물량 성분은 가격 측면과 동일한 기준 가중·당기 가중 집계로 구성한 수량 상대치이다(Fabricant 1940; Kuznets 1941). 연속하는 기준기간의 연쇄와 고정기준 대 연쇄의 선택은 같은 지수이론 계보에 속하고, 그 집계의 연속시간 극한은 Divisia 지수이다(Hill 1988; Frisch 1936; Divisia 1925). 어느 수치에 이르는 네 가지 개념 경로는 고정 바스켓·검정·확률적·경제적 접근이다(Diewert 2002).

교역재 가격과 그 비율의 척도인 이 지수들은 실질환율과 생계비 개념의 경험적 대응물이며, 정책적 활용은 고정 바스켓 비교가 그 개념을 얼마나 가깝게 추적하는가에 달려 있다(Konüs 1939; Rogoff 1996). 교역조건은 상대가격으로서 그 움직임을 구매력평가에 견주어 읽으며, 구매력평가는 명목환율을 두 나라 물가수준의 비율에 정박하는 준거이다(Cassel 1918). 절대 대 상대의 측정 구분과 물가지수 선택이 계열이 기록하는 평가 괴리를 결정하고(Officer 1976; Frenkel 1978), 일물일가 법칙은 교역재 가격이 검정되는 차익거래 조건이다(Isard 1977; Dornbusch 1987).

수입 물가 수준은 국내 생계비 목표에 알려진 편의 대리지표로 들어가는데, 고정기준 집계가 상품대체·소매처·품질변화·신상품 편의로 넓어지는 대체 격차만큼 진정한 비용 상승을 과대평가하기 때문이다(Diewert 1998; Boskin et al. 1996). 교역조건 악화는 실질소득 손실이며 그 국민계정 대응물은 교역 바스켓에서 발생하는 교역 손익이다(Kuznets 1941). 원산지별로 재화를 구분하는 수요탄력성 틀은 상대 교역가격이 움직이는 가중치를 제공한다(Armington 1969).

대외균형 분석에서 교역조건은 저축·투자·경상수지·순대외자산 변동을 잇는 시점 간 항등식에 들어가고(Obstfeld and Rogoff 1995), 그 포지션이 변화하는 교역 및 평가 경로는 대외 자산·부채 잔액에서 측정된다(Gourinchas and Rey 2007b; Lane and Milesi-Ferretti 2018). 총·순 대외 포지션은 교역조건이 견인하는 경상수지 흐름을 넘어서는 정보를 담는다(Obstfeld 2012).

자산 가격결정에서 대외 물가 수준은 디플레이터이자 상대가격 신호이며, 지수이론은 디플레이터가 만족해야 할 시간역전·요소역전 검정으로 디플레이션 작업을 형식화한다(Fisher 1922). 기준수량 가중치와 그 당기 가중 쌍대, 지출비중 로그변화 형태가 교역재 가치를 실질로 환산하는 디플레이션 오차를 둘러싼다(Laspeyres 1871; Paasche 1874; Törnqvist 1936).

통화 포지셔닝은 교역조건을 원자재 및 교역 민감 통화의 펀더멘털로 읽는데, 실질환율이 장기적으로 구매력평가로 회귀하기 때문이다(Rogoff 1996; Cassel 1918). 수입물가지수 상승은 소비 바스켓의 교역재 성분을 통해 물가연동채와 인플레이션 스왑에 반영되는 인플레이션 베이시스에 들어간다(Boskin et al. 1996). 무역가중 통화지수는 이 교역가격이 호가되는 양자 환율을 교역 비중에 맞춘 기하평균 가중으로 집계한다(Loretan 2005; Pauls 1987).

국경 간 대차대조표 분석에서 교역조건은 대외 조정의 교역 경로를 견인하고, 평가 경로는 대외 포지션의 통화 및 자산 구성을 통해 작동한다(Gourinchas and Rey 2007a; Gourinchas and Rey 2007b). 대외 청구권·부채의 수익 측정과 총 대 순 포지션의 구별되는 정보는 교역조건 충격이 국부로 전이되는 방식을 규정한다(Curcuru, Dvorak, and Warnock 2008; Obstfeld 2012; Lane and Milesi-Ferretti 2007). 본 플랫폼에서 동일한 상대가격은 재가중 지수가 아니라 경상수지·순대외자산 회계에 들어간다(Obstfeld and Rogoff 1995).

KRIMPPI는 계절조정을 하지 않은 수입물가지수 수준으로 공표되며, 타당한 통계 대상은 그 로그값으로 1차 적분이 예상된다. 표본은 1971-01부터 2026-05까지 665개 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 = 0.034에서 단위근을 기각하고, 비모수적인 Phillips and Perron (1988) 검정도 p = 0.043에서 기각하나, 정상성을 귀무로 두는 검정은 p < 0.01에서 추세정상성을 기각하므로 (Kwiatkowski et al. 1992), 수준 기반 검정과 정상성 귀무 검정이 상반된 방향을 가리켜 명확한 적분 차수를 부여하지 못한다. 큰 음의 이동평균 근 아래에서 증대·비모수 통계량이 참인 단위근을 기각할 수 있는 문서화된 크기 왜곡이, 이 불일치를 정상성의 증거로 읽지 않고 모호한 것으로 보고하는 이유이다 (Ng and Perron 2001).

로그 수준이 명확한 정상 대상이 아니므로 포트맨토와 구조변화 탐색은 1차 차분에서 수행하는데, 근단위근 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 1981-02의 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 = 0.016에서 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).