대한민국 회사채 무보증 BBB- 3년 금리

KRCORPBBB는 3년 만기 무보증 BBB- 등급 원화 회사채에 일별로 호가되는 만기수익률을 아무런 변환 없이 그대로 기록한 원자료 시계열이다. 이 수익률은 채권이 약정한 표면이자와 원금 현금흐름의 현재가치를 시장가격과 일치시키는 단일 할인율이며, 이러한 만기수익률을 여러 채권에 걸쳐 시간에 따라 체계적으로 측정한 전통이 일찍이 정립되었다(Macaulay 1938).

KRED는 이 수치를 관측된 그대로 저장하며, 호가 수익률을 신용위험이 내재된 기간구조 위의 한 점으로 본다. 이 점은 미래 단기금리 기대의 평균에 만기 위험 프리미엄을 더한 값으로 읽을 수 있다(Hicks 1939).

동일한 수익률은 시장가격에서 복원되는 무위험 이표채 기간구조 위에 놓이며, 그 무위험 곡선은 여러 표준 추정량으로 적합된다. 무이표 할인함수의 스플라인 복원과 표면이자 과세 보정, 수준·기울기·곡률 형태, 두 번째 험프를 더한 확장, 지수 스플라인 적합이 그러한 추정량이다(McCulloch 1971, 1975; Nelson and Siegel 1987; Svensson 1994; Vasicek and Fong 1982). 따라서 측정된 3년 수익률은 일별 구축 절차로 만들어지는 곡선의 한 종좌표이며, 경쟁 추정량들의 비교 평가가 그 구축을 뒷받침한다(Gürkaynak, Sack, and Wright 2007; Bliss 1997).

이 수익률을 채권의 실효 만기와 연결하는 현금흐름 가중은 듀레이션 개념이며, 이는 전체 무이표 구조로 일반화되었다(Macaulay 1938; Fisher and Weil 1971). 이 BBB- 수익률과 비교 가능한 무위험 기준금리 사이의 차이가 곧 해당 채권의 신용·유동성 보상이며, 그 기준금리로는 담보 조달금리나 운용목표금리를 쓸 수 있다(Duffie 1996; Bindseil 2004).

KRED는 KRCORPBBB에 재기준화·디플레이트·평활화·계절조정 중 어느 것도 적용하지 않고 일별 호가 수익률을 보고된 단위 그대로 저장한다. 이 시계열이 존재하는 까닭은 신용등급이 부여된 채권의 가격이 내부수익률, 곧 만기수익률로 환산되고, 대표적인 BBB- 3년 수익률이 개별 채권 하나가 아니라 적합된 신용등급 기간구조에서 읽히기 때문이다(Macaulay 1938).

그 적합은 무이표 할인함수 복원과 과세 보정 변형, 지수 스플라인 평활화, 수준·기울기·곡률 모수화, 추가 곡률 항에 기초한다(McCulloch 1971, 1975; Vasicek and Fong 1982; Nelson and Siegel 1987; Svensson 1994). 일별 오프더런 구축 규약과 추정량 비교 평가는 이러한 곡선이 실무에서 어떻게 산출되는지를 서술한다(Gürkaynak, Sack, and Wright 2007; Bliss 1997).

이 수익률의 경제적 함의는 선도금리와 위험 프리미엄으로의 분해에 있다(Hicks 1939). 금리 변동 민감도는 듀레이션 척도로 요약된다(Macaulay 1938; Fisher and Weil 1971).

무위험 기준 대비 초과분은 그 기준 위의 신용 스프레드를 규정하며, 그 기준으로는 담보부 금리나 정책 통로 안에서 설정되는 운용금리를 쓸 수 있다(Duffie 1996; Borio 1997). KRED는 이러한 신용 스프레드를 원자료 수준에 그대로 내재시켜 둔다.

투기등급 경계에 선 한계적 투자등급 한국 차입자의 조달비용으로서, BBB- 3년 수익률은 기업 신용여건과 통화정책의 민간 차입비용 전달 경로를 함께 보여 준다. 이 수익률의 수준은 단기 쪽에서 통화정책 운용목표금리에 닻을 내리며, 그 운용목표의 설계와 회랑 메커니즘, 익일물 시장에서의 일별 결정, 거래 단위의 측정이 이 닻을 특징짓는다(Bindseil 2004; Borio 1997; Bartolini, Bertola, and Prati 2002; Hamilton 1996; Furfine 1999).

그 정책 닻에서 3년 시계로 이어지는 기간구조 사상은 기대에 프리미엄을 더하는 관계이므로(Hicks 1939), BBB- 수익률의 움직임은 무위험금리 기대 경로의 변동과 무위험 곡선 위 신용·유동성 프리미엄의 변동으로 분해된다(McCulloch 1971; Nelson and Siegel 1987).

스프레드가 담보 조달금리 같은 무위험 기준 대비로 측정되므로(Duffie 1996), 정책금리가 불변인 상태에서 BBB- 수익률이 확대되면 이는 신용 공급의 긴축과 부도 보상의 상승을 알리는 신호이다. 이 신호는 듀레이션 기반 금리 민감도를 보완하는 경기순환적 신용위험 지표이다(Macaulay 1938; Fisher and Weil 1971).

가치평가에서 BBB- 3년 수익률은 유사 신용의 현금흐름을 할인하는 할인율이다. 포트폴리오 운용자는 이를 만기수익률로 읽고 Macaulay 듀레이션과 기간구조 듀레이션을 통해 가격 민감도로 환산하며, 이는 부채를 금리 변동으로부터 면역화하는 토대이다(Macaulay 1938; Fisher and Weil 1971).

상대가치·캐리 거래에서는 이 수익률을 적합된 무위험 곡선 및 일별 기준 곡선과 비교한다(McCulloch 1971, 1975; Nelson and Siegel 1987; Svensson 1994; Vasicek and Fong 1982; Gürkaynak, Sack, and Wright 2007; Bliss 1997). 이 비교를 통해 거래 데스크는 잔여 신용 스프레드를 분리하고, 이를 무위험금리 상품으로 헤지하여 시간에 따라 추적한다.

곡선에 담긴 선도금리 정보는 거래 데스크가 미래 조달비용을 고정하고 선도개시 익스포저를 가격화할 수 있게 한다(Hicks 1939). 담보부 조달금리 대비 BBB- 수익률의 스프레드는 환매조건부 헤어컷과 포지션 보유 자금비용을 좌우한다(Duffie 1996).

이 채권이 투기등급 한 단계 위에 있는 까닭에, 작은 수익률 변동조차 레버리지 보유자에게 과도한 시가평가 손익과 롤오버 위험을 안긴다.

2000-09-30부터 2026-06-10까지 6,460개 일별 관측치를 상수와 추세를 두어 적합하면, 단위근 검정군은 BBB- 등급 회사채 수익률의 적분 차수가 1차임에 일치한다. Dickey and Fuller (1979)의 증강 디키-풀러 검정은 Said and Dickey (1984)의 ARMA 정합적 시차증강 형태와 Ng and Perron (2001)의 시차 선택으로 p = 0.3779에서 단위근을 기각하지 못하고, 비모수적인 Phillips and Perron (1988) 검정도 p = 0.6119로 동조하며, Kwiatkowski et al. (1992)의 정상성 검정은 추세정상 귀무가설을 p < 0.01에서 기각하므로 판정은 명백한 I(1)이다. Elliott, Rothenberg, and Stock (1996)의 GLS 추세제거 검정력 상향은 이 하우스 프로토콜에서 판정이 모호한 경우에만 유보적으로 쓰이며, 이 명확한 판정에는 필요하지 않다.

수준이 적분과정이므로 평균 이동과 계열상관 진단은 이들 절차가 요구하는 정상 대상인 1차 차분에 대해 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 차분에 대해 계산되어 시차 10과 20에서 백색잡음 귀무가설을 기각하며, Q = 52.22와 Q = 114.08, p = 0.000과 p = 0.000이며, Escanciano and Lobato (2009)의 자동 포트맨토 검정도 통계량 4.58, p = 0.032로 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).