대한민국 실업률 (계절조정)

KRUNEMP는 공표된 그대로 기록한 계절조정 실업률이며, 경제활동인구 가운데 일자리가 없으나 취업이 가능하고 적극적으로 구직 활동을 한 사람의 비율로서 KRED가 아무런 변환 없이 그대로 수록한다. 이 비율은 표준 노동력 통계 틀에서 도출되며(Hussmanns, Mehran, and Verma 1990), 이 틀은 생산가능연령 개인을 활동 상태와 취업 가능성, 구직 활동 기준에 따라 취업자·실업자·비경제활동인구로 분류한 뒤 실업자를 경제활동인구로 나누어 실업률을 산출한다.

이 저량은 진입과 이탈, 실업 지속기간으로 이어지는 연속적 흐름의 순결과로 재해석되며(Clark and Summers 1979), 따라서 월별 한 시점의 값이 노동시장 저변의 순환을 요약한다.

실업률은 경기순환 지표 전통에서 총체적 기준순환을 중심으로 전환점이 군집하는 공행 계열 가운데 하나이다(Burns and Mitchell 1946). 이 계열은 경기에 후행하는 것으로 분류되고(Mitchell and Burns 1938), 그 전환점은 재현 가능한 알고리즘으로 식별되며(Bry and Boschan 1971), 확산지수와 종합지수 체계 안에 배치된다(Moore 1961).

실업률을 비롯한 노동 집계는 잠재적 경기 상태의 관측 가능한 그림자로 재구성된다(Stock and Watson 1989; Stock and Watson 1991). 그 측정과 시차 특성은 체계적으로 정리되어 있고(Zarnowitz 1992), 이 값은 월별 현재 경기 신호로 다루어진다(Shiskin 1961). 다만 이러한 무이론적 측정은 노동시장의 명시적 모형에 비추어야만 의미를 가진다(Koopmans 1947).

KRED는 산출된 그대로의 값을 아무런 변환 없이 수록하며, 재척도화·디플레이트·평활화·연율화 어느 것도 적용하지 않는다. 기초 계열이 원천에서 이미 계절조정되어 있으므로 원자료 그대로의 전달과 사전 계절조정은 동일한 월별 수치에 대해 모순 없이 함께 성립한다.

측정의 기반은 가구 노동력 조사이며, 각 응답자의 답변은 경제활동인구와 실업에 관한 조작적 정의에 따라 이산적 활동 상태로 변환된다(Hussmanns, Mehran, and Verma 1990). 그 상태들을 여러 달에 걸쳐 잇는 흐름 회계는 저량 값의 변화를 진입·이탈·지속기간으로 분해한다(Clark and Summers 1979).

이 작업은 정성적 경향조사의 계보에 속한다. 범주형 조사 응답과 공식 산출 통계 사이의 연결이 처음으로 모형화되었고(Anderson 1952), 상승·동일·하락 응답의 계량화가 정초되었으며(Theil 1952), 무차별 임계값을 둔 확률법이 더해졌고(Carlson and Parkin 1975), 균형법과 회귀법 등 경합하는 방식이 검토되었다(Nardo 2003).

계열의 순환적 해석은 재현 가능한 전환점 알고리즘으로 개별 순환의 시점을 정하는 절차(Bry and Boschan 1971)와 확산·종합지수 안의 배치를 성문화한 체계(Moore 1961)를 따른다. 단일지수 동태적 요인 표현이 정식화되어 있고(Stock and Watson 1991), 월별 실시간 구성이 정식화되어 있다(Shiskin 1961). 다만 이 측정 절차는 해석을 위해 경제 모형을 전제한다는 단서가 상존한다(Koopmans 1947).

실업률은 노동시장 유휴 정도를 나타내는 척도로서 경기순환의 해석을 고정한다. 이 계열의 군집된 전환점이 공행 계열로서 경기순환을 정의하고(Burns and Mitchell 1946), 실업률은 전환을 예고하기보다 확인하는 후행 지표로 분류된다(Mitchell and Burns 1938).

실업률의 상승은 특이 충격이 아니라 순환적 약세의 심화를 시사한다. 노동 집계가 잠재적 경기 상태의 잡음 섞인 관측치로 다루어지기 때문이다(Stock and Watson 1989; Stock and Watson 1991).

실업률은 종합 경기판단 체계 안에서 표준적 역할을 수행한다. 확산·종합지표 체계 안에서의 역할이 기록되어 있고(Moore 1961; Zarnowitz 1992), 전환점 시점 결정이 순환적 변동과 우연적 변동을 가르며(Bry and Boschan 1971), 매월 갱신되는 현재 경기 측정치로서의 활용이 정식화되어 있다(Shiskin 1961).

동일한 표면 실업률도 그 아래의 흐름 구성이 다르면 상이한 함의를 갖는다. 변하지 않는 표면값이 서로 다른 후생 의미를 갖는 진입·이탈·지속기간 흐름의 변화를 가릴 수 있고(Clark and Summers 1979), 유휴가 측정되는 모집단 자체가 한정되어 있다(Hussmanns, Mehran, and Verma 1990).

노동시장 여건은 가계 소득 기대를 좌우하므로 실업률은 지출 행태와 연결된다(Katona 1951). 노동과 심리 지표는 소비에 대해 선행적 정보 내용을 갖는다(Carroll, Fuhrer, and Wilcox 1994; Ludvigson 2004).

다만 이 지표는 메커니즘을 알려줄 뿐 식별하지는 못한다(Koopmans 1947).

시장에서 실업률은 경기 시점을 읽는 고빈도 신호로 기능하며, 후행 지표라는 분류가 특정 발표치가 정책 경로 기대로 이어지는 방식을 규정한다(Mitchell and Burns 1938; Burns and Mitchell 1946).

채권·금리 시장은 실업률을 잠재 상태 추정치의 한 구성요소로 추적한다(Stock and Watson 1989; Stock and Watson 1991). 서프라이즈에 얼마의 비중을 둘지는 이 계열의 예측 성과 기록이 규율한다(Zarnowitz 1992).

실업률의 예기치 못한 변화는 성장과 물가의 기대 궤적을 움직인다. 노동과 심리 지표가 가계 수요에 관한 독립적 예측 내용을 갖기 때문이다(Carroll, Fuhrer, and Wilcox 1994; Ludvigson 2004).

개별 발표는 종합·실시간 신호 틀 안에서 자리매김된다(Moore 1961; Shiskin 1961). 국면 전환은 전환점 시점 결정으로 표시되고(Bry and Boschan 1971), 안정적인 표면값은 흐름 분해에 비추어 과잉 해석하지 않도록 유의해야 한다(Clark and Summers 1979).

노동 신호는 위험 선호에 영향을 주는 소비자 심리와 연결된다(Katona 1951). 다만 같은 수치라도 거래자가 적용하는 모형에 따라 상이한 거래를 뒷받침한다(Koopmans 1947).

KRUNEMP는 원천에서 계절조정된 실업률이며, 공표되는 수준이 삼중 검정으로 적분 차수를 평가하는 통계 대상이다. 표본은 1999-06부터 2026-04까지 323개 월별 관측치이며, 검정은 상수와 추세를 포함하여 적합한다.

Said and Dickey (1984)의 시차 보강을 적용한 Dickey and Fuller (1979)의 증대 디키-풀러 회귀는 p = 0.155에서 단위근을 기각하지 못하고, 정상성을 귀무로 두는 검정은 p = 0.013에서 추세정상성을 기각하므로 (Kwiatkowski et al. 1992), 증대 디키-풀러와 KPSS 다리는 I(1) 판독으로 합치한다. 비모수적인 Phillips and Perron (1988) 검정은 유일한 이견으로 p = 0.000에서 단위근을 기각하는데, 이는 근단위 이동평균 오차 아래에서 허위 정상성으로 과다기각하는 문서화된 필립스-페론 양상이므로 (Ng and Perron 2001), 명확한 적분 차수는 부여하지 않는다. Elliott, Rothenberg, and Stock (1996)의 GLS 추세제거 상향 검정은 증대 디키-풀러 다리의 확인으로만 수행되어 p = 0.613에서 기각하지 못하며, 모호한 판정을 상향하지 않은 채 그 다리를 뒷받침한다.

수준이 명확한 정상 대상이 아니므로 포트맨토와 구조변화 탐색은 1차 차분에서 수행하는데, 수준 포트맨토는 기계적인 근단위 자기상관을 읽고 수준 평균변화 탐색은 계열을 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 차분 계열에서 p = 0.001로 백색잡음 귀무를 기각하는 한편, Bai and Perron (2003)의 동적계획 알고리즘으로 계산한 다중 구조변화 절차는 차분 계열 평균에서 변화점을 찾지 못한다.

계절 배터리는 계절성의 부재가 본래 성질이 아니라 원천 조정을 반영한다는 해석으로 수행한다. 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 = 0.973에서 결합 유의하지 않으므로 결정적 계절성이 남지 않는데, 이는 원천에서 이미 적용된 계절조정을 반영하는 것이지 계절 패턴의 본래적 부재가 아니며, Canova and Hansen (1995)의 정상성 계절 판독 및 계절조정 문헌과 합치한다 (Ghysels and Osborn 2001).