미국 근원 최종수요 생산자물가지수

USCOREPPIFD는 생산자가 최종수요에 판매하는 산출 가운데 식료품과 에너지를 제외한 부분의 수취가격이 시간에 따라 평균적으로 변동하는 정도를 측정하는 생산자물가지수이며, 2010년 4월 = 100으로 지수화된 수준을 어떠한 변환도 없이 공표된 그대로 기록하고 계절조정은 편제 단계에서 이미 적용되어 있다. USPPI는 이와 다른 생산자물가 집계, 곧 계절조정을 거치지 않고 1982년 = 100으로 지수화된 전 품목 바스켓을 기록한다. 따라서 두 계열은 포괄하는 바스켓과 계절조정 관행과 기준시점에서 동시에 다르다. 이 수준은 USPPIFD로 제공되는 최종수요 수준의 근원 대응물이지 그 전 품목 수준의 변형이 아니다.

집계 물가지수로서 그 수준은 남은 계층에 대한 기준시점 수량가중 고정바스켓 구성을 따르며, 가중치가 비교 기간에 걸쳐 고정되므로 지수의 움직임은 판매 구성의 변화가 아니라 가격 변화를 반영한다(Laspeyres 1871). 이 형태는 비교시점 가중 대응물과 쌍을 이룬다(Paasche 1874).

두 형태는 시간역전·요인역전 검정을 만족하는 기하 이상지수와 지출몫 가중 로그변화 형태로 조정되며(Fisher 1922; Törnqvist 1936), 어떤 산식이 집계함수에 대해 정확하거나 우월한지는 이상지수 문헌이 규정한다(Diewert 1976).

이 지수가 근사하는 경제이론적 대상은 기초 프로그램을 고정한 채의 지출 또는 수입 비율이며, 생계비 전통과 네 가지 접근으로 체계화된 산출가격 해석 안에 놓인다(Konüs 1939; Diewert 2002).

측정된 지수가 충족하는 공리적 정합성은 검정 접근에 정리되어 있고, 고정기준 지수를 그 이론적 대상으로부터 갈라놓는 대체 격차와 이 지수가 물려받는 상방 측정편의도 함께 제시되어 있다(Balk 1995; Diewert 1998; Boskin et al. 1996).

집계에 앞서 식료품과 에너지 계층을 덜어 내는 것은 기조 인플레이션 개념에 이르는 제외 경로이며, 그 개념은 공급충격이 제거되고 수요가 중립일 때 장기 성장경로상에서 성립하는 인플레이션으로 처음 규정되었다(Eckstein 1981). 이 제외는 당월 횡단면이 어떠하든 매달 같은 계층을 덜어 내는 규칙이다. 남은 부분은 그 증가율이 근원 최종수요 생산자물가 인플레이션이 되는 미수정 수준으로 추세·잡음·편의 틀 안에서 읽히고(Cecchetti 1997; Stock and Watson 2007), 덜어 낸 결과가 표제 생산자물가 인플레이션의 예측치가 되는 것은 아니다.

KRED는 USCOREPPIFD에 어떠한 변환도 적용하지 않고 편제된 그대로 지수를 저장하며, 재척도화·디플레이트·평활화·연율화·전년동월 차분 어느 것도 하지 않는다. 계절조정과 품목 제외 역시 KRED의 처리가 아니라 이 수준이 편제되는 단계에서 이미 적용된 것이므로, 방법론은 KRED의 계산이 아니라 기저 지수산식 구성의 방법론이다.

수준은 남은 가격비의 기준시점 가중 집계로 구축되어 2010년 4월 = 100에 고정되며(Laspeyres 1871), 이는 비교시점 가중 형태와 쌍을 이룬다(Paasche 1874).

시간역전·요인역전 검정을 통해 둘을 조정하면 이상지수가 도출되고, 지출몫 가중 로그변화 지수와 그것이 속하는 지수류가 유연한 집계함수에 대해 정확한 초월대수 준거를 제공한다(Fisher 1922; Törnqvist 1936; Diewert 1976).

산식이 어떤 역전·정합성 속성을 갖추어야 하는지는 공리적 내지 검정 접근이 고정하며 이는 네 접근 분류 안에 자리한다(Balk 1995; Diewert 2002). 편제된 고정기준 집계와 경제이론적 지수 사이의 대체·품질 격차는 그 목표 개념에 비추어 정량화된다(Konüs 1939; Diewert 1998; Boskin et al. 1996).

기록된 수준이 추세 주위에서 보이는 지속성과 그 추세·일시 성분으로의 분리는 이용자 몫이며, 추세 자체도 여기서 수행되는 것이 아니라 비관측성분 분해로 추출된다(Cecchetti 1997; Stock and Watson 2007).

근원 변형은 집계에 앞서 최종수요 바스켓에서 식료품과 에너지 계층을 덜어 내어 얻어지며, 이렇게 얻어진 값은 기조 인플레이션의 제외 추정량이다(Eckstein 1981). 이 추정량은 모든 계층을 남긴 채 당월 횡단면의 극단값만 덜어 내고 그 도출이 소비자물가보다 생산자물가에서 더 큰 꼬리별 절사를 함의하는 제한영향 추정량과 구별된다(Bryan and Cecchetti 1994; Bryan, Cecchetti, and Wiggins 1997). 이러한 구성은 USCOREPPIFD 자체에는 적용되지 않으며, USCOREPPIFD는 기록된 수준 그대로 유지된다.

변동성이 큰 두 계층을 덜어 낸 생산자물가 지표로서 USCOREPPIFD는 소비자 단계에 이르기 한 단계 앞에서 생산자가 최종수요에 판매하며 받는 가격의 인플레이션 신호를 담으며, 이 상류·하류 구분은 생계비 대상과 지수 틀에 근거한다(Konüs 1939; Diewert 2002).

근원 수준조차 지속적 추세와 일시적 공급충격을 함께 품기에 그 해석은 추세·잡음·편의 분해와 비관측성분 추세추출에 기댄다(Cecchetti 1997; Stock and Watson 2007).

움직임의 어느 부분이 근본적인지는 실질 산출에 장기적 영향이 없는 성분으로 근원을 규정하는 구조적 개념과 공급충격 배제라는 원개념이 틀 짓는다(Quah and Vahey 1995; Eckstein 1981).

제외 경로는 바스켓에서 지명된 계층을 덜어 내는 반면 경쟁하는 경로는 모든 계층을 남긴 채 당월 횡단면의 극단값을 덜어 내며, 두 경로가 특정 월에 반드시 일치하지는 않는다(Bryan and Cecchetti 1994; Bryan, Cecchetti, and Wiggins 1997).

고정바스켓 대체·품질 편의는 측정된 생산자물가 수준이 참 가격변화를 과대평가함을 경계시키고(Boskin et al. 1996; Diewert 1998), 공리적 해석과 기준가중 구성은 판매 구성이 옮겨갈 때 이 지표가 선택된 가중치에 따라 기계적으로 움직이는 이유를 설명하며(Balk 1995; Laspeyres 1871), 계절조정을 거친 수준이다. 따라서 전월 대비 변화를 전년 대비 비교에 기대지 않고 그대로 읽는다.

시장 참가자에게 USCOREPPIFD는 변동성이 가장 큰 생산자측 계층을 덜어 낸 뒤 읽는 상류 마진·인플레이션 입력이며, 기조 인플레이션 시각과 추세추출을 통해 브레이크이븐과 할인율 견해에 투입된다(Cecchetti 1997; Stock and Watson 2007).

실질·명목 청구권의 가격결정은 지속적 생산자물가 추세를 일시적 성분으로부터 분리하기를 요구하며, 제외 경로와 첨도최적 절사가 이를 서로 다른 방식으로 다룬다(Bryan and Cecchetti 1994; Bryan, Cecchetti, and Wiggins 1997). 더 큰 생산자물가 절사는 투입가격 분포의 두꺼운 꼬리를 반영하고, 공급충격 배제 개념과 산출중립 근원 규정이 채권 데스크가 할인하는 신호를 틀 짓는다(Eckstein 1981; Quah and Vahey 1995).

호가된 수준이 기준가중 고정바스켓 집계이며 이상지수와 로그변화 형태로 조정되기에(Laspeyres 1871; Paasche 1874; Fisher 1922; Törnqvist 1936), 가중치 선택에 대한 그 기계적 민감성과 대체·품질 편의는 생산자물가에 연동된 어떤 계약이나 스왑에도 문제가 된다(Boskin et al. 1996; Diewert 1998).

공리적 제약과 네 접근 토대는 이 계열이 수입을 디플레이트하거나 에스컬레이션 조항을 설정하는 데 쓰일 때 어떤 지수 속성이 보존되는지를 트레이더에게 알려 준다(Balk 1995; Diewert 2002). 에스컬레이션 계약은 특정 집계와 기준시점을 지명하므로, 근원 최종수요 수준은 USPPIFD로 제공되는 표제 최종수요 수준과도 USPPI로 제공되는 전 품목 수준과도 서로 대체될 수 없고 셋 가운데 어느 둘도 하나의 이력으로 이어 붙여서는 안 된다.

USCOREPPIFD는 원천에서 계절조정되어 공표되는 식료품과 에너지를 제외한 최종수요 생산자물가지수 수준이다. KRED는 여기에 추가 변환을 가하지 않고 공표된 값을 그대로 기록한다. 2010-04-01부터 2026-06-01까지 195개 월별 관측치를 상수와 추세를 두어 적합하면 단위근 삼중 검정은 세 절차가 모두 합치하여 명확한 I(1)로 분류한다.

Said and Dickey (1984)의 시차증강과 Ng and Perron (2001)의 시차 선택을 적용한 Dickey and Fuller (1979)의 증강 검정은 통계량 −0.8333, p = 0.9628로 단위근을 기각하지 못하고, 비모수적인 Phillips and Perron (1988) 검정도 통계량 −0.458, p = 0.985로 동조하며, Kwiatkowski et al. (1992)의 정상성 검정은 통계량 0.4783, p < 0.01에서 추세정상 귀무가설을 기각한다.

수준이 적분과정이므로 포트맨토와 변화점 탐색은 정상 대상인 1차 차분에 대해 수행하는데, 적분된 수준에 포트맨토를 적용하면 확률적 추세의 근단위 자기상관을 읽고 수준 변화점 탐색은 이를 허위로 분할하기 때문이다 (Perron 1989; Hamilton 2018; Bai and Perron 1998). Ljung and Box (1978)의 포트맨토 통계량은 Box and Pierce (1970)의 원형을 정련한 것으로 1차 차분에 대해 시차 12와 24에서 백색잡음 귀무가설을 기각하며 Q = 204.086과 Q = 213.476, p = 0.000과 p = 0.000이다. Bai and Perron (1998)의 다중 구조변화 절차를 Bai and Perron (2003)의 동적계획 알고리즘으로 1차 차분에 적용하면 2020-07-01과 2022-12-01의 두 평균 이동이 식별된다.

원천에서 계절조정된 계열이지만 계절 검정군은 조정 이후에도 판독을 남긴다. Beaulieu and Miron (1993)의 월별 설정을 갖춘 Hylleberg et al. (1990)의 계절 단위근 검정은 수준에 대해 통계량 832.0424, p = 0.000으로 계절 주파수의 단위근을 기각하므로, 남아 있는 계절 성분이 있다면 확률적 형태가 아니라 결정적 형태이다. 계절 포트맨토 항은 1차 차분에 대한 시차 24까지의 누적 Ljung and Box (1978) 통계량과 같은 양을 다시 계산한 것이어서 독립된 두 번째 증거가 아니며, 기록된 통계량 213.476, p = 0.000으로 무자기상관 귀무가설을 기각한다. 1차 차분에 대한 계절 더미 F 검정은 F = 1.3551, p = 0.197842로 더미의 결합 유의성을 기각하지 못한다. 따라서 계절 검정군의 두 항은 서로 다른 방향을 가리킨다. 역귀무 교차판독인 Canova and Hansen (1995)의 계절 정상성 검정은 매트릭스에서 선택 사항이며 이 계열에 대해 계산하지 않았고, Elliott, Rothenberg, and Stock (1996)의 GLS 추세제거 검정력 상향도 판정이 모호한 경우에만 유보적으로 쓰이므로 이 명확한 판독에는 필요하지 않다. 관측치가 195개로 이 묶음에서 가장 짧은 표본이므로 단위근 검정의 검정력은 제한적이며, 명확한 I(1) 판독은 세 절차의 합치에 근거한 판정일 뿐 강한 증거로 읽지 않는다. 계절 검정군의 판독이 원천의 계절조정 표기와 어긋나는 부분은 원천 조정 절차에 귀속되는 성질이지 KRED가 찾아낸 성질로 제시하지 않으며, 이 계열이 계절적으로 깨끗하다는 주장도 하지 않는다 (Ghysels and Osborn 2001).