대한민국 기대인플레이션 서베이 (1년)

KRINFEXPSV는 가계 서베이에서 향후 12개월 동안 소비자물가 수준이 상승하리라 응답자가 예상하는 비율을 변환 없이 그대로 기록한 1년 기대인플레이션 원계열이다. 응답자가 예측하는 대상은 개별 가격이 아니라 소비자물가지수의 비례적 변화이며, 그 지수의 수준은 어느 한 가격이 아니라 지수이론으로 정의된다.

물가수준은 고정바스켓 전통에서 기준시점 수량으로 가중한 개별 가격의 평균으로 측정되며(Laspeyres 1871), 여기에 비교시점 가중의 대응물(Paasche 1874)과 두 지수를 기하평균으로 절충한 이상지수(Fisher 1922)가 나란히 놓인다. 이러한 지수가 근사하려는 경제이론적 목표는 효용을 고정한 지출비율인 진정한 생계비지수이며(Konüs 1939), 공표 소비자물가지수가 추적해야 할 개념으로 규정된다(Diewert 1998).

따라서 응답자는 Laspeyres형 집계량의 예상 상승률을 보고한다. 이 집계량은 구성상 우월지수 형태(Törnqvist 1936; Diewert 1976)와, 네 접근을 종합한 Diewert (2002)와 Balk (1995)가 특징지은 공리적 이상에서 벗어난다. 응답자가 기준으로 삼는 헤드라인 수치는 생계비 목표 대비 대체·판매처·품질 변화 편의를 내포한다(Boskin et al. 1996). 그리하여 그 기대는 이론적으로 정확한 인플레이션이 아니라 측정된 인플레이션에 대해, 또 기조나 근원 계열이 아니라 헤드라인 계열에 대해 형성된다(Eckstein 1981).

KRED는 서베이 측정값을 수집된 그대로 저장하며 재척도·디플레이트·평활화·연율화·계절조정·개정 어느 것도 적용하지 않는다. 이 계열은 두 겹의 측정 절차를 거쳐 존재하게 된다.

첫째 겹은 응답자가 예상하도록 요구받는 대상 자체이며, 그 대상은 기준가중 고정바스켓으로 집계된 소비자물가지수의 변화이다(Laspeyres 1871). 이 집계는 비교시점 가중 형태(Paasche 1874)도, 두 지수의 시간·요소 역전성을 충족하는 기하평균(Fisher 1922)도 아니다. Törnqvist (1936)의 로그변화 지출몫 가중지수 같은 우월지수 대안은 유연한 생계비 집계함수를 근사하고(Diewert 1976) 공리적으로 정리되었다(Balk 1995; Diewert 2002). 이 고정바스켓 측도와 효용불변 지수(Konüs 1939) 사이의 간극은 대체편의로 계량되며(Diewert 1998), 바스켓·판매처·품질 편의로 망라된다(Boskin et al. 1996).

둘째 겹은 기대의 집계이며, 기대는 가계의 횡단면에서 추출되어 중심값으로 요약된다. 이는 치우친 가격변화 분포를 요약하기 위한 제한영향·절사평균 추정량, 그리고 측정 인플레이션을 추세에 잡음을 더한 것으로 보는 구도와 정신을 같이한다(Bryan and Cecchetti 1994; Bryan, Cecchetti, and Wiggins 1997; Cecchetti 1997). KRED는 어떠한 모형 식별도 부과하지 않으므로, 영속추세 분해는 이 원계열이 놓이는 위치를 가리키기 위해 언급될 뿐 적용되지 않는다(Stock and Watson 2007).

이 계열은 가계가 생계비가 어디로 향하리라 예상하는지를 나타내는 측도이다. 모든 물가지수가 근사하는 경제이론적 목표는 후생을 일정하게 유지하는 지출비율이며(Konüs 1939), 이는 고정기준 집계 수치를 판단하는 기준이 된다(Laspeyres 1871; Diewert 1998).

기대인플레이션이 경제적으로 중요한 까닭은 가계가 인식하고 투영하는 수준이 우월지수나 이상지수가 아니라 측정된 집계량이기 때문이다. 따라서 예상 대상이 되는 수치 자체는 대체·판매처·품질 편의(Boskin et al. 1996)와 지수 산식의 차이(Laspeyres 1871; Paasche 1874; Fisher 1922)에 좌우된다.

계열의 지속성은 헤드라인과 기조 인플레이션의 구분과 연결된다. 잘 정착된 기대는 일시적인 식품·에너지 변동이 아니라 내구적 성분을 따라야 하며, 이 내구적 성분은 장기 성장경로 개념(Eckstein 1981), 산출중립 성분(Quah and Vahey 1995), 추세 대 일시 분해(Stock and Watson 2007)로 각각 식별된다.

가격변화 횡단면이 치우쳐 있을 때 서베이 중앙값은 기저 물가압력을 가늠하는 데 유익한데, 이는 강건한 중심경향의 논리로 설명된다(Bryan and Cecchetti 1994). 예측할 가치가 있는 인플레이션 개념이 충족해야 할 성질은 공리적 정리(Balk 1995)와 네 접근의 종합(Diewert 2002)으로 규정되어 있다.

이 계열은 실질금리 산출의 서베이 투입값이다. 명목수익률을 디플레이트하려면 소비자물가지수의 예상 변화가 필요하다. 그 지수의 구성은 고정바스켓 집계(Laspeyres 1871), 비교시점 가중 형태(Paasche 1874), 둘을 절충하는 이상지수(Fisher 1922)를 따른다.

물가연동 상품과 생계비 연동 조항은 공표 물가 집계량에 정산되므로, 명목자산에 내재한 인플레이션 보상은 정확한 지수가 아니라 측정된 지수를 기준으로 가격이 매겨진다. 이 공표 집계량은 효용불변 목표(Konüs 1939)를 대체 간극(Diewert 1998)과 바스켓·품질 편의(Boskin et al. 1996)만큼만 근사한다.

헤지 수요가 인플레이션의 내구적 성분에 반응하는 만큼, 주어진 서베이 수치 가운데 어느 정도를 지속적 재가격 신호로 다룰지가 관건이 된다. 이 판단은 단기 대 추세 구도(Cecchetti 1997), 근원 개념(Eckstein 1981), 비관측성분 추세(Stock and Watson 2007)에서 실마리를 얻는다.

특정 지수 정의에 지급을 고정한 계약은 산식 위험을 안는데, 그 위험은 우월지수 결과(Törnqvist 1936; Diewert 1976)와 공리적 특성화(Balk 1995)로 한정된다. 이는 네 접근을 서술한 정의 선택과 동일하다(Diewert 2002).

KRINFEXPSV는 1년 앞 기대인플레이션 설문 원계열이며, 계절조정되지 않은 월별 계열로 2002-02부터 2026-05까지 292개 관측치를 상수·추세 설정에서 검정한다. 설문 수준은 표본 구간에서 자연 경계로부터 충분히 안쪽에 머무르므로 유계 귀무가설과 표준 단위근 귀무가설이 거의 일치하여 유계 보정을 적용하지 않는다(Cavaliere and Xu 2014).

Said and Dickey (1984)의 시차 보강을 적용한 Dickey and Fuller (1979) 증강 검정은 p = 0.024로 단위근을 기각하지만, 비모수적 Phillips and Perron (1988) 검정은 p = 0.188로 기각하지 못하고 KPSS 검정은 p = 0.040으로 추세 정상성을 기각하여(Kwiatkowski et al. 1992) 모수·비모수 검정이 서로 엇갈리고 정상성 귀무 검정은 다시 반대 방향을 가리키므로, 이견 없는 적분 차수를 부여하지 않는다. Elliott, Rothenberg, and Stock (1996)의 DF-GLS 상위 검정은 바로 이러한 모호한 판정에 대비한 유보 수단으로 ADF 레그의 확인용으로만 쓰이며 네 번째 표가 되지 않는다.

프로토콜이 이견 없는 정상 수준을 부여하지 않으므로, 자기상관 및 평균 변화점 진단은 이들 절차가 요구하는 대상인 1차 차분에 대해 계산한다(Bai and Perron 1998; Perron 1989). 차분 계열에 대해 Ljung and Box (1978) 포트맨토는 시차 12와 시차 24에서 모두 백색잡음을 기각하며, 시차 12에서 p = 0.037, 시차 24에서 p = 0.001이고, Bai and Perron (1998) 절차를 Bai and Perron (2003)의 알고리즘으로 계산하면 차분 계열의 평균에서 변화점이 발견되지 않는다.

이 계열은 계절조정되지 않았으며 계절 검정군이 적용된다. HEGY 검정은 p = 0.000에서 계절 단위근을 기각하여(Hylleberg et al. 1990) Canova and Hansen (1995)의 정상 계절성 귀무 및 Ghysels and Osborn (2001)의 계절 분석 틀과 부합하므로 존재하는 계절성은 결정적이다. 차분 계열에 대해 QS 통계량은 p = 0.001로 잔차 계절성을 기각하는 반면 계절 더미 F 검정은 p = 0.719로 기각하지 못하여, 안정적 결정적 계절 패턴 없이 잔차 계절 자기상관이 있음을 가리킨다.