대한민국 CD 91일물 금리

KRCD는 호가된 91일물 양도성예금증서 수익률을 어떠한 변환도 없이 기록한 원계열이며, 91일의 고정만기를 가진 양도 가능한 단기금융 예금증서의 연율화 수익률이다. 수익률로서 이는 증서의 가격을 만기 시점의 단일 현금흐름과 일치시키는 할인율이다. 이러한 만기수익률 개념은 채권 가격을 현금흐름의 가중평균 수익으로 사상하는 데서 출발하여 무이표 금리의 전체 기간구조로 일반화되었다(Macaulay 1938; Fisher and Weil 1971).

91일이라는 만기는 이 호가를 금리 기간구조의 단기 영역에 위치시킨다. 그 선도금리 분해는 정의된 뒤 시장 가격으로부터 복원되는 평활 함수로 조작화되었다(Hicks 1939; McCulloch 1971, 1975; Vasicek and Fong 1982; Nelson and Siegel 1987; Svensson 1994). 그 일별 구성은 표준화되었고 경쟁하는 추정법에 걸쳐 평가되었다(Gürkaynak, Sack, and Wright 2007; Bliss 1997).

양도성예금증서는 특수성을 갖는 담보부 자금조달이나 익일물 무담보 은행 간 금리와 구별되는 기간부 단기금융 청구권이다(Duffie 1996; Hamilton 1996; Furfine 1999). 그 수준은 정책 운영목표 체계에 의해 정박된다(Borio 1997; Bindseil 2004; Bartolini, Bertola, and Prati 2002).

KRED는 호가된 91일물 양도성예금증서 수익률에 어떠한 변환도 적용하지 않고 관측된 그대로 일별로 저장하며, 재척도화·디플레이트·평활화·연율화 어느 것도 수행하지 않는다. 따라서 이 계열은 KRED의 산출물이 아니라 단기금융 수익률 호가의 측정 관행에 의해 존재한다. 그 기저는 고정만기 상품의 가격이 단일의 연율화 할인율을 함의한다는 만기수익률 틀이며, 이 개념은 정식화된 뒤 무이표 기간구조로 일반화되었다(Macaulay 1938; Fisher and Weil 1971).

91일물 단기금융 수익률은 그 기간구조의 단기 영역에 대한 점 추정치이다. 시장 가격으로부터의 평활 복원은 입방 스플라인 할인함수, 지수 스플라인, 절약적 수준-기울기-곡률 형태, 확장된 선도금리 형태를 거쳐 발전하였다(McCulloch 1971, 1975; Vasicek and Fong 1982; Nelson and Siegel 1987; Svensson 1994). 일별 운영 구성은 성문화되었고 경쟁 추정량은 비교되었다(Gürkaynak, Sack, and Wright 2007; Bliss 1997).

양도성예금증서가 담보부 환매조건부 자금조달이 아니라 무담보 기간부 청구권이므로, 그 호가 금리는 담보부 기준금리 및 익일물 무담보 측정치에 견주어 읽힌다(Duffie 1996; Hamilton 1996; Furfine 1999). 이러한 단기금융 금리를 정책 운영목표에 연결하는 관행은 운영절차 문헌을 따른다(Borio 1997; Bindseil 2004; Bartolini, Bertola, and Prati 2002). 계열은 계절 구조를 지니지 않으므로 계절조정을 적용하지 않는다.

91일물 양도성예금증서 수익률은 통화정책 운영목표가 민간 차입비용으로 전달되는 단기금융 가격이다. 운영목표 금리가 공개시장운영과 상시대출제도로 고정되는 방식은 운영절차 틀이 정의한다(Borio 1997; Bindseil 2004). 일상적 운영이 단기금리를 그 목표 주위로 유도하는 메커니즘은 별도로 모형화되어 있다(Bartolini, Bertola, and Prati 2002).

이 호가는 기간구조의 단기 영역에 위치하므로, 그 움직임은 기대 미래 단기금리를 기간 및 유동성 프리미엄에서 분리한다. 그 선도금리 및 유동성 프리미엄 분해의 토대는 이미 마련되어 있다(Hicks 1939). 이러한 해석은 기간구조 측정으로 정교화된다(McCulloch 1971; Nelson and Siegel 1987; Svensson 1994; Gürkaynak, Sack, and Wright 2007).

이 무담보 기간부 예금금리가 담보부 금리 및 익일물 무담보 금리 대비 갖는 스프레드는 자금조달 여건과 거래상대방 위험에 관한 정보를 담는다(Duffie 1996; Hamilton 1996; Furfine 1999). 이 수익률로 가격이 매겨지는 청구권의 듀레이션 민감도는 만기수익률 및 듀레이션 기법을 따른다(Macaulay 1938; Fisher and Weil 1971).

기준 기간부 단기금융 금리로서 91일물 양도성예금증서 수익률은 변동금리 대출과 금리스왑의 참조지표로 널리 내재되어 있다. 그것에 연동되어 재설정되는 청구권은 만기수익률 및 듀레이션 기법으로 가격이 매겨지고 헤지된다(Macaulay 1938; Fisher and Weil 1971).

그러한 상품의 할인과 곡선 구성은 이 호가를 무이표 곡선 위에 놓으며, 그 곡선은 시장 가격으로부터 복원된다(McCulloch 1971, 1975; Vasicek and Fong 1982; Nelson and Siegel 1987; Svensson 1994). 단기 만기 점이 어떻게 적합되는지는 일별 비유통물 구성과 추정량 비교가 규율한다(Gürkaynak, Sack, and Wright 2007; Bliss 1997).

상대가치 및 자금조달 데스크는 양도성예금증서 금리를 담보부 환매조건부 기준금리 및 익일물 무담보 금리에 견주어 읽는다(Duffie 1996; Hamilton 1996; Furfine 1999). 정책 운영목표 대비 그 수준은 실행 틀을 따른다(Borio 1997; Bindseil 2004; Bartolini, Bertola, and Prati 2002).

이 호가를 중심으로 구축된 단기 곡선은 시장이 가격으로 반영한 단기금리의 기대 경로를 함의한다. 그 선도금리 내용은 이미 규명되어 있다(Hicks 1939).

1995-01-03부터 2026-06-10까지 7,982개 일별 관측치를 상수와 추세를 두어 적합하면, 단위근 검정군은 91일물 양도성예금증서 금리의 적분 차수에서 일치하지 않는다. Dickey and Fuller (1979)의 증강 디키-풀러 검정은 Said and Dickey (1984)의 시차증강 형태와 Ng and Perron (2001)의 시차 선택으로 p = 0.0288에서 단위근을 기각하는 한편, 비모수적인 Phillips and Perron (1988) 검정은 p = 0.331에서 기각하지 못하고 Kwiatkowski et al. (1992) 검정은 추세정상성을 p < 0.01에서 기각하므로, 반대 귀무의 쌍이 해소되지 않아 명확한 적분 차수를 부여하지 않는다. Elliott, Rothenberg, and Stock (1996)의 GLS 추세제거 상향은 이 모호한 결과에 따라 수행되어 p = 0.193에서 단위근을 기각하지 못하는데, 다만 하우스 프로토콜에서 이는 증강 디키-풀러 항을 확인할 뿐 불일치를 뒤집지 않으므로 판독은 모호한 채로 남는다.

수준이 적분과정이므로 평균 이동과 계열상관 진단은 이들 절차가 요구하는 정상 대상인 1차 차분에서 수행하는데, 적분된 수준에 변화점 탐색이나 포트맨토를 적용하면 허위로 분할되고 단위근에 가까운 자기상관을 읽게 되기 때문이다 (Bai and Perron 1998; Perron 1989). Bai and Perron (1998)의 다중구조변화 절차를 Bai and Perron (2003)의 동적계획 알고리즘으로 계산하면 차분된 계열의 평균에서 변화점이 발견되지 않으며, 이는 Andrews (1993)의 모수 불안정성 추론과 부합한다. Ljung and Box (1978)의 포트맨토 통계량은 Box and Pierce (1970)의 원형을 정련한 것으로 1차 차분에서 계산되어 시차 10과 20에서 백색잡음 귀무가설을 기각하며, Q = 1817.84와 Q = 1871.30, p = 0.000과 p = 0.000이며, Escanciano and Lobato (2009)의 자동 포트맨토 검정도 통계량 5.25, p = 0.022로 동조한다.

이 계열은 일별이며 낮은 정수 계절 주기를 갖지 않으므로 Hylleberg et al. (1990)의 계절 단위근 장치와 Canova and Hansen (1995)의 계절 정상성 검정은 적용되지 않으며 의도적으로 수행하지 않았는데, 일별 주기에서 계절 보조회귀가 퇴화하는 것이 그 표준적 근거이다 (Beaulieu and Miron 1992; Ghysels and Osborn 2001).