대한민국 신규취급액 기준 저축성 예금금리

KRDEPRATE은 변환 없이 기록한 원계열로, 해당 월에 새로 취급된 저축성 예금에 적용된 평균 금리를 연율 백분율로 나타낸 것이다. 이 수치는 현재 포기한 소비와 장래 수취할 소득을 일치시키는 가격으로서의 금리이며, 이미 예치되어 있는 잔액이 아니라 그달에 새로 맺어진 예금 계약에 대해 측정된다(Fisher 1930).

신규취급액 기준 산정은 그달에 성립한 계약들의 금리를 각 계약의 취급액 비중에 비례하여 평균하므로, 이 값은 신규 예치액 가중 평균이다(Barnett 1980; Diewert 1976).

금리가 매겨지는 예금은 금융계정에서 예금취급기관의 부채이자 가계와 기업이 보유하는 금융자산이다. 이 포지션은 자금순환 틀과 부문별 수지 체계에서 정의되며(Copeland 1949; Copeland 1952), 소득·자본 계정과 통합된 사회계정 및 부문별 대차대조표로 구현되고(Stone 1966; Goldsmith, Lipsey, and Mendelson 1963), 실무용 편제로 정식화되었다(Dawson 1996).

저축성 예금은 만기와 인출 제약을 지닌 예금 범주로서, 유동성 서비스가 적은 대신 더 높은 금리를 지급한다. 이러한 이자부 금융량을 사용자비용으로 가중하여 결합하는 논리는 확립되어 있으며(Barnett 1980), 예금을 조달원으로 삼는 은행 신용의 규모는 장기 시계열에서 편제되고 정합화되었다(Schularick and Taylor 2012; Jordà, Schularick, and Taylor 2017).

이 금리가 형성되는 준거는 정책 운영의 목표가 되는 단기금리이며, 그 목표와 대기성 여수신 회랑의 이론은 정립되어 있다(Bindseil 2004; Borio 1997). KRED는 이 수치를 기록된 그대로 저장한다.

KRED는 KRDEPRATE을 재척도화·실질화·계절조정·평활화 어느 것으로도 변환하지 않고, 이미 연율로 표시된 금리를 다시 연율화하지도 않으며, 다만 그러한 수치가 존재하게 되는 측정의 기초만을 기술한다.

기저 자료는 계약별 약정금리이며, 예치 원금과 약정 이자를 등가로 만드는 실효금리로 산정된 뒤 집계된다(Fisher 1930). 집계는 각 계약의 금리를 그달의 취급액으로 가중한 가중평균이며, 이는 이자부 금융량을 사용자비용으로 결합하는 지수 논리와 정확·우월 지수 이론에 의거한다(Barnett 1980; Diewert 1976).

측정 기준이 신규취급액이라는 점이 이 계열과 잔액기준 금리를 가른다. 잔액기준 금리는 장부에 남아 있는 모든 계약을 그 잔액으로 가중하므로 더디게 재가격되는 반면, 신규취급액 기준 금리는 그달에 새로 성립한 계약만을 담아 여건 변화를 곧바로 반영하는데, 두 기준은 계약 구성과 빈티지가 다르므로 수준을 곧장 견주어 읽어서는 안 된다. 이는 대외 회계가 포지션과 거래를 구분하는 것과 같은 스톡·플로 구별이다(Lane and Milesi-Ferretti 2001).

가중치를 제공하는 취급액과 그 예금이 기록되는 자리는 자금순환 회계와 완전한 부문별 구성에서 획정되며(Copeland 1949; Copeland 1952), 통합 사회계정과 국민대차대조표, 편제 관행을 통해 조정된다(Stone 1966; Goldsmith, Lipsey, and Mendelson 1963; Dawson 1996).

예금이 조달하는 신용의 범위는 장기에 걸쳐 측정된 은행 신용 총량에 따른다(Schularick and Taylor 2012; Jordà, Schularick, and Taylor 2017). 어떠한 필터링도 수행하지 않으므로, 기록된 월별 수치는 신규취급액 가중 금리 그 자체이다.

신규취급액 기준 저축성 예금금리는 그달에 소비를 미루는 대가로 실제 제시된 가격이므로, 시점 간 소비 배분이 새로 결정되는 지점의 금리이다(Fisher 1930; Obstfeld and Rogoff 1995).

잔액이 아니라 신규 계약을 가격화하므로 이 계열은 단기 시장금리와 정책 기준금리의 변화가 예금 가격으로 전가되는 과정을 비교적 이르게 드러낸다. 그 준거가 되는 단기금리의 운영 목표와 회랑 기제, 그리고 익일물 무담보 금리가 목표 주위에서 결정되는 방식은 정립되어 있다(Bindseil 2004; Borio 1997; Bartolini, Bertola, and Prati 2002; Hamilton 1996).

예금은 유동성 서비스와 이자를 함께 제공하는 금융자산이므로, 그 금리는 화폐성 자산의 사용자비용을 결정하고 통화 총량의 가중에 직접 개입한다(Barnett 1980; Diewert 1976).

이 금리가 적용되는 예금이 기록되는 자리는 부문별 회계가 정하며(Copeland 1949; Copeland 1952; Stone 1966; Goldsmith, Lipsey, and Mendelson 1963; Dawson 1996), 예금으로 조달된 은행 신용의 증가가 거시경제와 위기 위험을 형성한다는 사실은 장기 자료로 확립되었다(Schularick and Taylor 2012; Jordà, Schularick, and Taylor 2017).

국내 저축과 투자의 격차가 대외 포지션으로 이어지므로, 저축의 보수를 매기는 이 금리는 그 항등식의 한 축을 이룬다(Obstfeld and Rogoff 1995; Obstfeld 2012).

자금을 조달하는 측에서 보면 신규취급액 기준 예금금리는 새로 확보하는 자금의 한계 비용이므로, 신규 대출금리와 함께 순이자마진의 앞단을 결정한다(Fisher 1930).

예금자의 측에서는 무위험에 가까운 단기 저축에 제시된 수익률이므로, 담보부 조달금리 및 익일물 무담보 금리와의 스프레드가 예금과 시장성 상품 사이의 자금 이동을 좌우한다. 담보부 금리가 일반 무위험 금리보다 낮게 형성되는 기제와 익일물 무담보 금리의 결정 및 측정은 문서화되어 있다(Duffie 1996; Hamilton 1996; Furfine 1999).

만기를 지닌 저축성 예금의 금리는 기간에 대한 보수를 담으므로, 장기 금리를 기대 단기금리와 프리미엄으로 분해하는 관점에서 읽힌다(Hicks 1939). 만기 현금흐름의 시간 구조를 하나의 척도로 요약하는 장치도 함께 쓰인다(Macaulay 1938).

이 금리가 신규 취급분에만 적용된다는 점은 재가격 시차를 만들며, 그 시차는 잔액기준 금리와의 격차로 관측된다. 사용자비용 가중과 지수 집계가 그 격차를 해석하는 틀이다(Barnett 1980; Diewert 1976).

예금금리의 수준과 스프레드는 예금 조달에 의존하는 신용 팽창의 여건을 대리하며(Schularick and Taylor 2012; Jordà, Schularick, and Taylor 2017), 그 조달과 대출이 기록되는 자리는 금융계정이 정한다(Copeland 1952; Stone 1966; Dawson 1996).

1996-01부터 2026-05까지 365개 월별 관측치를 상수와 추세를 두어 적합하면, 단위근 검정군은 저축성 예금금리의 적분 차수가 1차임에 일치한다. Said and Dickey (1984)의 ARMA 정합적 시차증강을 적용한 Dickey and Fuller (1979) 증강 검정은 p = 0.2436에서 단위근을 기각하지 못하고, 비모수적인 Phillips and Perron (1988) 검정도 p = 0.5164로 동조하며, 정상성을 귀무가설로 삼는 KPSS 검정은 통계량 0.402로 추세정상 귀무가설을 p < 0.01에서 기각하므로(Kwiatkowski et al. 1992) 판정은 명백한 I(1)이다. Elliott, Rothenberg, and Stock (1996)의 GLS 추세제거 검정력 상향과 Ng and Perron (2001)의 수정 정보기준은 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 계산하고 BIC 선택과 15% 절사 및 최대 5개의 분할을 두면, 차분된 계열의 평균에서 선택되는 변화점은 없다. 곧 월별 금리 변화의 평균 수준은 표본 전체에서 한 국면으로 유지되며, Andrews (1993)가 다루는 종류의 모수 불안정성은 이 대상에서 확인되지 않는다.

Ljung and Box (1978)의 포트맨토 통계량은 Box and Pierce (1970)의 원형을 정련한 것으로 1차 차분에 대해 계산되며, 시차 12에서 Q = 239.893, 시차 24에서 Q = 250.546을 얻어 두 단 모두 p = 0.000으로 백색잡음 귀무가설을 기각한다. 이는 금리 변화가 무상관이 아니라 강하게 지속됨을 뜻하며, 평균 수준의 안정성과 양립한다.

저축성 예금금리는 낮은 정수 계절 성분이 상정되지 않는 월별 이자율 수준이므로 Hylleberg et al. (1990)의 계절 단위근 장치와 Canova and Hansen (1995)의 계절 정상성 검정은 유의미한 대상을 갖지 않아 의도적으로 수행하지 않았다(Beaulieu and Miron 1992; Ghysels and Osborn 2001).