대한민국 CP 91일 금리

KRCP91은 변환 없이 그대로 기록한 91일물 기업어음의 원자료 만기수익률이며, 양도 가능한 91일 만기 무담보 단기 기업채무증권에 대한 연율 수익률이다. 수익률로서 이는 상품의 가격을 만기의 단일 현금흐름에 대응시키는 할인율이며, 이 관행은 채권수익률을 시계열로 측정하는 데서 출발해 이후 무이표 금리의 전체 기간구조로 일반화되었다(Macaulay 1938; Fisher and Weil 1971).

91일 만기는 이 호가를 금리 기간구조의 단기 구간 가까이에 위치시키며, 그 구간은 미래 단기금리 기대와 유동성 프리미엄으로 분해되는데 이러한 분해는 먼저 정의된 뒤 시장가격에서 복원 가능한 매끄러운 함수로 조작화되었다(Hicks 1939; McCulloch 1971, 1975; Vasicek and Fong 1982; Nelson and Siegel 1987; Svensson 1994). 그 일별 구성은 경쟁하는 방법들에 걸쳐 평가되고 표준화된 오프더런 곡선적합 관행과 견줄 만하다(Gürkaynak, Sack, and Wright 2007; Bliss 1997).

기업어음은 비금융·금융 법인이 단기 운전자금 수요를 충당하기 위해 발행하므로, 이 상품은 은행이 발행하는 양도성예금증서나 무담보 익일물 은행 간 금리와 구별되는 기업 신용위험을 수반한다(Duffie 1996; Hamilton 1996; Furfine 1999). 그럼에도 그 수준은 다른 단기금리와 함께 단기 금융시장의 단기 구간에 고정되어 있으며, 그 고정은 정책 운영목표 체계를 따른다(Borio 1997; Bindseil 2004; Bartolini, Bertola, and Prati 2002).

KRED는 호가된 91일물 기업어음 수익률에 어떠한 변환도 적용하지 않고 매일 관측된 그대로 저장하며, 재척도화·디플레이트·평활화·연율화 어느 것도 적용하지 않는다. 따라서 이 계열은 KRED의 계산이 아니라 단기 금융시장 수익률 호가 관행에 의해 존재하며, 고정만기 상품의 가격이 단일 연율 할인율을 내포한다는 만기수익률 틀에 근거하는데, 이는 먼저 정식화된 뒤 무이표 기간구조로 일반화되었다(Macaulay 1938; Fisher and Weil 1971).

91일물 단기금리 호가는 단기 구간에서 그 기간구조의 점 추정치이다. 그 매끄러운 복원은 시장가격에서 할인함수를 구하는 삼차 스플라인 기법, 지수 스플라인, 간결한 수준-기울기-곡률 모수화와 그 확장을 통해 발전해 왔다(McCulloch 1971, 1975; Vasicek and Fong 1982; Nelson and Siegel 1987; Svensson 1994). 일별 운영 구성은 성문화되었으며 경쟁하는 추정법들이 비교되어 왔다(Gürkaynak, Sack, and Wright 2007; Bliss 1997).

기업어음은 은행 발행 상품의 담보나 거래상대방 성격이 아니라 발행자 고유의 기업 신용위험을 수반하므로, 그 호가 금리는 무담보 은행 간 기준금리 및 담보부 레포 금리에 견주어 읽히며(Duffie 1996; Hamilton 1996; Furfine 1999), 정책 운영목표 대비 그 수준은 다른 단기금리와 동일한 이행 관행을 따른다(Borio 1997; Bindseil 2004; Bartolini, Bertola, and Prati 2002). 이 계열이 계절적 구조를 지니지 않는 것과 일관되게 계절조정은 적용하지 않는다.

91일물 기업어음 수익률은 비금융·금융 발행자가 직면하는 단기 자금조달 여건을 반영하는 기업 단기금융시장 가격이며, 은행 간 금리와 양도성예금증서 금리가 포착하는 은행 자금조달비용과는 구별된다. 이 금리가 무담보 은행 간 금리 및 담보부 레포 금리를 상회하는 스프레드는 기업 신용과 유동성 여건에 관한 정보를 제공하는데, 기업어음은 은행 발행 단기상품이나 국채와 달리 발행자 신용위험을 수반하기 때문이다(Duffie 1996; Hamilton 1996; Furfine 1999).

이 호가가 기간구조의 단기 구간에 위치하므로, 그 움직임은 고전적 선도금리 분해 아래에서 미래 단기금리 기대와 기간·유동성 프리미엄을 분리한다(Hicks 1939). 이러한 해석은 간결한 모수화와 스플라인 기반 추정법에 걸친 기간구조 측정으로 더욱 정교해진다(McCulloch 1971; Nelson and Siegel 1987; Svensson 1994; Gürkaynak, Sack, and Wright 2007).

정책 운영목표 대비 기업어음 수익률의 수준은 다른 단기 금융시장 금리를 고정하는 것과 동일한 전달경로를 반영한다(Borio 1997; Bindseil 2004; Bartolini, Bertola, and Prati 2002). 이 수익률에 연동된 청구권의 듀레이션 민감도는 채권시장을 위해 개발된 만기수익률 및 듀레이션 기법을 따른다(Macaulay 1938; Fisher and Weil 1971).

기업 단기 자금조달 기준금리로서 91일물 기업어음 수익률은 단기 금융시장의 단기 구간에서 무담보 기업 차입비용을 가격에 반영한다. 이를 중심으로 구축된 청구권과 헤지는 단기 금융시장 및 채권 상품을 위해 개발된 만기수익률·듀레이션 기법을 사용한다(Macaulay 1938; Fisher and Weil 1971).

이러한 단기 기업 청구권의 할인과 곡선 구축은 이 호가를 무이표 곡선의 전방부 가까이에 위치시키며, 그 곡선은 삼차 스플라인·지수 스플라인·간결한 모수화를 통해 시장가격에서 복원된다(McCulloch 1971, 1975; Vasicek and Fong 1982; Nelson and Siegel 1987; Svensson 1994). 단기 만기 지점은 일별 오프더런 구성과 추정법 비교에 따라 적합된다(Gürkaynak, Sack, and Wright 2007; Bliss 1997).

상대가치·자금조달 데스크는 기업 신용과 유동성 여건을 가늠하기 위해 기업어음 수익률을 무담보 은행 간 금리 및 담보부 레포 기준금리에 견주어 읽으며(Duffie 1996; Hamilton 1996; Furfine 1999), 정책 운영목표 대비 그 수준은 곡선의 전방 구간을 지배하는 이행 틀을 따른다(Borio 1997; Bindseil 2004; Bartolini, Bertola, and Prati 2002). 이러한 단기 호가를 중심으로 구축된 전방 곡선은 시장이 가격에 반영한 단기금리의 기대 경로를 내포하며, 그 선도금리 내용은 고전적 분해에서 처음 식별되었다(Hicks 1939).

1995-01-03부터 2026-07-24까지 8,013개 일별 관측치를 상수와 추세를 두어 적합하면, 단위근 검정군은 91일물 기업어음 수익률의 적분 차수에 대해 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 = 0.0131에서 단위근을 기각하고 비모수적인 Phillips and Perron (1988) 검정도 p = 0.047에서 한계적으로 기각하는 한편, 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 대해 수행되어 p = 0.069에서 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 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 = 1456.24와 Q = 2165.84, p = 0.000과 p = 0.000이며, Escanciano and Lobato (2009)의 자동 포트맨토 검정도 통계량 7.60, p = 0.006으로 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).