대한민국 통화안정증권 91일물 금리

KRMSB는 91일물 통화안정증권의 만기수익률을 어떠한 변환도 거치지 않고 관측된 그대로 기록한 원자료이며, 투자자가 이 단기 유동성 흡수 증권을 3개월 만기까지 보유함으로써 얻는 연율 수익을 가리킨다. 만기수익률은 증권 가격을 상환 대금의 현재가치와 일치시키는 단일 할인율이다(Macaulay 1938). 91일물은 중도 이표가 없으므로 그 호가 수익률은 할인함수 의미에서 3개월 무이표 현물 금리와 일치한다(McCulloch 1971, 1975).

이 값은 기간구조의 가장 짧은 단기 영역에 위치한다(Hicks 1939). 그 수준은 수준 요인, 그리고 공개시장운영으로 통화당국이 고정하는 운영목표금리가 함께 지배한다(Nelson and Siegel 1987; Bindseil 2004; Borio 1997). 또한 이 값은 무담보 익일물 금리 및 담보부 환매조건부 금리와 밀접하게 동행하므로, 기록된 91일물 수치는 장기 금리가 아니라 단기자금시장에 가까운 수익률이다(Hamilton 1996; Bartolini, Bertola, and Prati 2002; Duffie 1996).

따라서 이 값은 일별로 직접 측정된 단기 만기 국채형 수익률로서, 적합되거나 평활화된 구성물이 아니라 KRED가 저장하는 원시 관측치이다(Gürkaynak, Sack, and Wright 2007).

KRED는 KRMSB에 어떠한 변환도 적용하지 않고 호가된 수익률을 일별로 그대로 저장하므로, 방법론은 오직 그러한 수치가 존재하게 되는 측정 기반에 한정된다. 이 수익률은 채권의 상환가치를 시장가격으로 할인하는 내부수익률이다(Macaulay 1938). 91일물 할인 증권의 경우 이 값은 이표채 가격으로부터 복원된 무이표 할인함수 곡선상의 한 점으로 귀착되며, 그 복원은 3차 스플라인 구성과 그 세금조정 정련을 따른다(McCulloch 1971, 1975).

깨끗한 단기 만기 수익률을 읽어 내는 연속 할인곡선은 여러 방법으로 동등하게 적합할 수 있다. 지수 스플라인 방법, 간결한 수준·기울기·곡률 형태, 또는 그 이중 험프 확장이 그러한 예이다(Vasicek and Fong 1982; Nelson and Siegel 1987; Svensson 1994). 이러한 대안적 구성들은 단기 만기에서 매우 유사한 무이표 추정치를 산출한다(Bliss 1997).

평활화된 오프더런 가격에서 임의 만기의 액면·무이표·선도금리를 읽어 내는 일별 운영 절차는 확립된 곡선 적합 관행을 따른다(Gürkaynak, Sack, and Wright 2007). 무이표 금리의 전체 기간구조 사용과 3개월 시점을 미래 기대 단기금리와 연결하는 선도금리 분해가 그 이론적 근거를 이룬다(Fisher and Weil 1971; Hicks 1939). KRED는 이 단계들 가운데 어느 것도 수행하지 않으며, 재척도화·디플레이트·평활화·연율화 어느 것도 적용하지 않고 이미 측정된 수익률을 재추정 없이 기록할 뿐이다.

91일물 통화안정증권 수익률은 통화운영의 유동성 흡수 부문 비용이자 단기자금시장의 기준 지표로 읽힌다. 이러한 단기 중앙 부채는 초과지급준비를 흡수하는 불태화 수단이므로, 그 수익률은 당국이 익일물 금리를 목표 부근으로 유지하기 위해 지불하는 한계 가격을 드러낸다(Bindseil 2004; Borio 1997). 이는 익일물 금리를 목표로 유도하는 기제이며 유동성 효과와 지급준비 적립 기제를 반영한다(Bartolini, Bertola, and Prati 2002; Hamilton 1996).

이 수치는 무담보 익일물 금리와 담보부 환매 금리보다 한 단계 바깥에 위치한다(Furfine 1999; Duffie 1996). 따라서 91일물 수익률의 그 익일물 금리들 대비 스프레드는 기대·유동성 프리미엄 논리 아래 향후 정책 변경에 대한 단기 기대를 담아낸다(Hicks 1939).

이 단기 수준 요인의 움직임은 정책 기조를 요약하고 더 넓은 곡선에 내재된 일별 단기금리 기대로 이어진다(Nelson and Siegel 1987; Gürkaynak, Sack, and Wright 2007). 이러한 자금시장 금리가 경기와 동행해 온 역사는 장기 측정 기록으로 거슬러 올라간다(Macaulay 1938).

시장 참가자에게 91일물 수익률은 곡선의 단기 영역에서의 할인 및 가치평가 기초 단위이다. 무이표에 가까운 단기 할인채의 호가 수익률은 3개월 현물 금리이므로 단기 현금흐름을 직접 가격화하고 할인한다(McCulloch 1971, 1975). 전체 곡선을 적합하고 비교할 때 이 값이 단기 마디를 고정한다(Nelson and Siegel 1987; Svensson 1994; Vasicek and Fong 1982; Bliss 1997).

단기 포지션의 금리 위험은 듀레이션 개념과 기간구조 면역화로 관리되며, 두 방법 모두 정확히 관측된 단기 수익률이 있어야 한다(Macaulay 1938; Fisher and Weil 1971).

이 수치는 자금조달 및 담보 기준으로도 기능한다. 환매 특수성과 익일물 자금조달 미시구조가 포지션 보유 비용을 지배하므로, 데스크는 곡선에서 산출한 임의 만기의 선도금리와 선도 분해를 이용해 단기 금리 익스포저를 헤지한다(Duffie 1996; Furfine 1999; Gürkaynak, Sack, and Wright 2007; Hicks 1939). 이처럼 이는 독립적 신호라기보다 자금시장 가치평가의 구성 요소이다.

2006-09-25부터 2026-06-10까지 4,877개 일별 관측치를 상수와 추세를 두어 적합하면, 단위근 검정군은 통화안정증권 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 = 0.4674에서 단위근을 기각하지 못하고, 비모수적인 Phillips and Perron (1988) 검정도 p = 0.8828로 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 하우스 프로토콜에서 판정이 모호한 경우에만 유보적으로 쓰이며, 이 명확한 판정에는 필요하지 않다.

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 2개의 변화점이 2020-06-03, 2023-05-31에 발견되며, 이는 Andrews (1993)의 의미에서 모수 불안정성으로 읽힌다. 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 = 635.59와 Q = 1126.92, p = 0.000과 p = 0.000이며, Escanciano and Lobato (2009)의 자동 포트맨토 검정도 통계량 130.47, p = 0.000으로 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).