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ticker: "KRRN1"
title: "국고채 1년물 무이표채의 위험중립금리"
unit: "%"
frequency: "일별"
source: "Adrian, Crump, and Moench (2013)"
release: "일별 산출"
category: "기간 프리미엄·분해"
country: "KR"
language: "ko"
canonical: "https://kred.dev/ko/series/KRRN1"
license: "https://creativecommons.org/licenses/by-nc-nd/4.0/"
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latest_date: "2026-09-09"
first_date: "2000-12-18"
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observations_shown: 120
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# 국고채 1년물 무이표채의 위험중립금리

## 개요

기간 프리미엄을 제거하고 향후 1년 통화정책 경로에 대한 시장의 기대만을 담아낸 금리입니다.

## 주요 수치

|  | 값 | 날짜 |
|---|---|---|
| 최신값 | 2.97 | 2026-09-09 |
| 직전 대비 | +0.02 | 2026-09-08 |
| 1년 전 대비 | +0.71 | 2025-09-09 |
| 수록 기간 내 최고 | 5.79 | 2000-12-27 |
| 수록 기간 내 최저 | 0.37 | 2021-02-19 |
| 수록 기간 | 2000-12-18 – 2026-09-09 |  |
| 관측치 수 | 6371 |  |

## 최근 관측치

| 날짜 | 값 | 변화 |
|---|---|---|
| 2026-03-18 | 2.70 | 0.00 |
| 2026-03-19 | 2.71 | +0.01 |
| 2026-03-20 | 2.70 | -0.01 |
| 2026-03-23 | 2.83 | +0.13 |
| 2026-03-24 | 2.77 | -0.07 |
| 2026-03-25 | 2.78 | +0.01 |
| 2026-03-26 | 2.80 | +0.02 |
| 2026-03-27 | 2.80 | 0.00 |
| 2026-03-30 | 2.75 | -0.04 |
| 2026-03-31 | 2.73 | -0.02 |
| 2026-04-01 | 2.63 | -0.10 |
| 2026-04-02 | 2.68 | +0.05 |
| 2026-04-03 | 2.65 | -0.03 |
| 2026-04-06 | 2.63 | -0.02 |
| 2026-04-07 | 2.64 | +0.01 |
| 2026-04-08 | 2.58 | -0.06 |
| 2026-04-09 | 2.57 | -0.01 |
| 2026-04-10 | 2.58 | +0.01 |
| 2026-04-13 | 2.60 | +0.02 |
| 2026-04-14 | 2.61 | +0.02 |
| 2026-04-15 | 2.62 | 0.00 |
| 2026-04-16 | 2.63 | +0.01 |
| 2026-04-17 | 2.66 | +0.03 |
| 2026-04-20 | 2.68 | +0.02 |
| 2026-04-21 | 2.68 | 0.00 |
| 2026-04-22 | 2.66 | -0.02 |
| 2026-04-23 | 2.69 | +0.03 |
| 2026-04-24 | 2.70 | +0.01 |
| 2026-04-27 | 2.64 | -0.06 |
| 2026-04-28 | 2.67 | +0.02 |
| 2026-04-29 | 2.67 | 0.00 |
| 2026-04-30 | 2.69 | +0.02 |
| 2026-05-04 | 2.70 | +0.01 |
| 2026-05-06 | 2.69 | -0.01 |
| 2026-05-07 | 2.67 | -0.02 |
| 2026-05-08 | 2.66 | -0.01 |
| 2026-05-11 | 2.65 | 0.00 |
| 2026-05-12 | 2.67 | +0.02 |
| 2026-05-13 | 2.67 | -0.01 |
| 2026-05-14 | 2.67 | +0.01 |
| 2026-05-15 | 2.72 | +0.04 |
| 2026-05-18 | 2.65 | -0.07 |
| 2026-05-19 | 2.65 | 0.00 |
| 2026-05-20 | 2.66 | +0.01 |
| 2026-05-21 | 2.71 | +0.05 |
| 2026-05-22 | 2.73 | +0.02 |
| 2026-05-26 | 2.71 | -0.02 |
| 2026-05-27 | 2.75 | +0.05 |
| 2026-05-28 | 2.76 | +0.01 |
| 2026-05-29 | 2.74 | -0.02 |
| 2026-06-01 | 2.74 | -0.01 |
| 2026-06-02 | 2.74 | 0.00 |
| 2026-06-04 | 2.81 | +0.07 |
| 2026-06-05 | 2.85 | +0.04 |
| 2026-06-08 | 2.85 | +0.01 |
| 2026-06-09 | 2.80 | -0.05 |
| 2026-06-10 | 2.74 | -0.06 |
| 2026-06-11 | 2.71 | -0.02 |
| 2026-06-12 | 2.67 | -0.04 |
| 2026-06-15 | 2.68 | +0.01 |
| 2026-06-16 | 2.67 | -0.01 |
| 2026-06-17 | 2.71 | +0.03 |
| 2026-06-18 | 2.73 | +0.02 |
| 2026-06-19 | 2.76 | +0.03 |
| 2026-06-22 | 2.79 | +0.04 |
| 2026-06-23 | 2.79 | 0.00 |
| 2026-06-24 | 2.79 | 0.00 |
| 2026-06-25 | 2.79 | 0.00 |
| 2026-06-26 | 2.75 | -0.04 |
| 2026-06-29 | 2.75 | 0.00 |
| 2026-06-30 | 2.75 | 0.00 |
| 2026-07-01 | 2.77 | +0.03 |
| 2026-07-02 | 2.73 | -0.04 |
| 2026-07-03 | 2.72 | -0.01 |
| 2026-07-06 | 2.73 | +0.01 |
| 2026-07-07 | 2.73 | +0.01 |
| 2026-07-08 | 2.70 | -0.03 |
| 2026-07-09 | 2.72 | +0.02 |
| 2026-07-10 | 2.74 | +0.02 |
| 2026-07-13 | 2.74 | 0.00 |
| 2026-07-14 | 2.80 | +0.06 |
| 2026-07-15 | 2.79 | -0.01 |
| 2026-07-16 | 2.81 | +0.02 |
| 2026-07-20 | 2.83 | +0.03 |
| 2026-07-21 | 2.80 | -0.03 |
| 2026-07-22 | 2.81 | 0.00 |
| 2026-07-23 | 2.80 | -0.01 |
| 2026-07-24 | 2.81 | +0.01 |
| 2026-07-27 | 2.79 | -0.01 |
| 2026-07-28 | 2.78 | -0.02 |
| 2026-07-29 | 2.77 | 0.00 |
| 2026-07-30 | 2.77 | 0.00 |
| 2026-07-31 | 2.76 | -0.02 |
| 2026-08-03 | 2.77 | +0.01 |
| 2026-08-04 | 2.76 | -0.01 |
| 2026-08-05 | 2.76 | 0.00 |
| 2026-08-06 | 2.76 | 0.00 |
| 2026-08-07 | 2.76 | 0.00 |
| 2026-08-10 | 2.77 | +0.01 |
| 2026-08-11 | 2.77 | 0.00 |
| 2026-08-12 | 2.75 | -0.02 |
| 2026-08-13 | 2.74 | -0.02 |
| 2026-08-14 | 2.72 | -0.02 |
| 2026-08-18 | 2.75 | +0.04 |
| 2026-08-19 | 2.77 | +0.02 |
| 2026-08-20 | 2.79 | +0.02 |
| 2026-08-21 | 2.79 | +0.01 |
| 2026-08-24 | 2.88 | +0.08 |
| 2026-08-25 | 2.84 | -0.03 |
| 2026-08-26 | 2.85 | +0.01 |
| 2026-08-27 | 2.82 | -0.04 |
| 2026-08-28 | 2.92 | +0.10 |
| 2026-08-31 | 2.94 | +0.03 |
| 2026-09-01 | 2.96 | +0.02 |
| 2026-09-02 | 2.99 | +0.03 |
| 2026-09-03 | 2.98 | -0.01 |
| 2026-09-04 | 2.96 | -0.02 |
| 2026-09-07 | 2.96 | 0.00 |
| 2026-09-08 | 2.95 | 0.00 |
| 2026-09-09 | 2.97 | +0.02 |

## 정의

위험중립금리(risk-neutral rate)는 무차익거래 아핀 기간구조 모형(ACM)에서 위험의 시장가격을 0으로 설정했을 때 산출되는 수익률이다. 이는 투자자가 위험중립적(risk-neutral)일 경우, 즉 금리 위험이나 인플레이션 위험에 대한 보상을 전혀 요구하지 않을 경우의 기대 미래 단기금리 경로의 평균을 반영한다.

무이표금리 $y_t(n)$는 모형 적합금리(fitted yield)와 근사적으로 일치하며, 이를 위험중립금리 $y^Q_t(n)$와 기간 프리미엄 $\text{TP}_t(n)$의 합으로 분해할 수 있다.

$$y_t(n) \approx y^Q_t(n) + \text{TP}_t(n)$$

 여기서 모형 적합금리는 물리적 측도(P-measure) 하에서 아핀 재귀로 산출한 이론적 수익률이고, 위험중립금리는 위험 가격 $\lambda = 0$을 부과한 Q-측도 하의 수익률이다.

이 분해를 통해 관측 수익률의 변동이 통화정책 기대의 변화에 기인하는지(위험중립금리), 아니면 위험 보상의 변화에 기인하는지(기간 프리미엄)를 식별할 수 있다. 위험중립금리의 추세는 시장이 가격에 내재시키는 미래 정책금리 경로를 나타낸다.

## 산출방법

Adrian, Crump, and Moench (2013)의 아핀 기간구조 모형(ACM)을 이용한 5단계 추정으로 산출한다.

**(1) 입력 구축.** 5개 주요 금리(통안채 91일물, 국고채 1·3·5·10년물)의 액면가 수익률을 Actual/Actual(ICMA) 일수 계산 관례에 따라 부트스트래핑하여 무이표금리로 변환한다. $\tau < 1$년은 단리, $\tau \geq 1$년은 반기 복리를 적용한다. PCHIP 보간으로 월별 만기 그리드 $Y \in \mathbb{R}^{T \times 120}$(1~120개월)을 생성하고, 월말 리샘플링으로 월별 데이터를 추출한다.

**(2) PCA.** 평균 제거 수익률 행렬에서 $K=5$개 주성분을 추출한다.

$$\tilde{Y} \approx F \cdot V'$$

(PC 1 = Level, PC 2 = Slope, PC 3 = Curvature, PC 4~5 = 고차 변동). 분산·부호 정규화를 적용한다.

**(3) VAR(1).** 상태변수 동학은 무표류(driftless) VAR(1)을 따른다.

$$X_t = \Phi \, X_{t-1} + \varepsilon_t$$

사후적으로 $\mu = 0$을 부과한다. OLS 추정치 $\hat{\Phi}$에는 Bauer-Rudebusch (2012) 반복 부트스트랩 절차를 적용하여 수익률곡선 요인의 지속성에 대한 유한표본 하향 편의를 보정하고, 기간 프리미엄의 체계적 과대추정을 방지한다.

**(4) 위험 가격 추정.** 채권 1개월 보유 초과수익률을 다음과 같이 정의한다.

$$rx_{t+1}(n) = \log P_{t+1}(n-1) - \log P_t(n) - r_f(t)$$

이를

$$Z_t = [1, X_{t-1}, \varepsilon_t]$$

에 회귀한다. Jensen 부등식 보정 및 직교 사영으로 VAR 잔차 성분을 제거한 후, 횡단면 회귀로 위험의 시장가격 $(\lambda_0, \Lambda_1)$을 추출한다.

**(5) 위험중립금리 산출.** 아핀 재귀에서 $\lambda_0 = 0$, $\Lambda_1 = 0$을 부과하면 Q-측도 동학이 되며, 이로부터 위험중립금리 $y^Q_t(n)$를 산출한다. 물리적 측도 하의 모형 적합금리 $y^P_t(n)$와의 차이가 기간 프리미엄이다.**(6) 가격결정 오차.** 2000-12-18부터 2026-06-09까지 6307개 일별 관측에서 모형 적합 수익률과 관측된 무이표채 수익률의 평균 절대차는 12개월에서 4.99 bp, 36개월에서 1.05 bp, 60개월에서 2.11 bp, 120개월에서 1.04 bp이다. 이 값들은 편의 보정의 성질이 아니라 추정이 올라타는 투입 패널의 성질이며, 같은 패널에서 같은 측정을 하면 그 보정을 끈 경우에도 소수점 둘째 자리까지 같은 값이 나온다.

**(7) 두 번째 구성.** 소표본 지속성 보정을 생략한 이 추정량의 두 번째 KRED 구성이 같은 네 만기에서 자체 위험중립금리를 이 계열 곁에 함께 공개한다. 그것은 이 계열을 다시 잰 값이 아니라 다른 추정 대상이며, 두 계열은 어느 방향으로도 서로를 검증하거나 뒷받침하거나 앞서지 않는다(Adrian, Crump, and Moench 2013; Bauer, Rudebusch, and Wu 2012).

## 경제학에서의 응용

위험중립금리는 채권시장에 내재된 미래 통화정책 경로에 대한 기대를 반영한다. ACM 체계 하에서 위험중립금리는 물리적 측도의 동학에서 위험 가격을 0으로 설정한 경우의 채권 만기에 걸친 기대 평균 단기금리를 나타내며, 관측 수익률에서 모든 위험 보상을 제거한 순수한 기대 성분이다. 위험중립금리의 하락은 시장이 향후 기준금리 인하를 예상하고 있음을 시사하며, 상승은 긴축 기대를 나타낸다.

Bernanke (2013)는 장기금리가 시장 참여자들의 단기금리 전개 경로에 대한 기대와 밀접하게 연관되며, 미래 통화정책에 대한 대중의 기대가 현재의 금융 여건에 영향을 미친다고 강조하였다. 위험중립금리는 이러한 내재 기대의 가장 직접적인 측정치이다. 중앙은행이 선제적 안내(forward guidance, 미래 금리 경로에 관한 커뮤니케이션)를 수행할 때, 위험중립금리 성분은 신호 효과(signaling effect)를 포착하며, 이는 기간 프리미엄을 통해 작동하는 포트폴리오 밸런스 효과와 구별된다(Woodford 2012; Bernanke 2020).

Gürkaynak, Sack, and Swanson (2005)은 통화정책이 수익률곡선에 두 가지 별개의 요인을 통해 영향을 미침을 보였는데, 현재 정책금리의 예상외 변동을 포착하는 '목표(target)' 요인과 기대 미래 정책 경로의 수정을 반영하는 '경로(path)' 요인이다. 위험중립금리는 주로 경로 요인에 반응하므로, 중앙은행 커뮤니케이션이 현재 금리 수준이 아닌 미래 금리 궤적에 관한 시장 기대를 성공적으로 형성했는지 평가하는 핵심 변수이다.

위험중립금리와 거시경제 펀더멘털의 관계는 실증적으로 잘 확립되어 있다. Crump, Eusepi, and Moench (2018)는 기간구조 모형에서 도출된 위험중립금리가 전문 예측기관의 서베이 기반 기대 단기금리 측정치와 밀접하게 연동됨을 보여, 이것이 모형의 산물이 아닌 진정한 정책 기대를 반영함을 검증하였다. 나아가 위험중립금리의 장기 수준은 통화정책이 경기부양적도 긴축적도 아닌 중립금리($r^*$)에 대한 시장의 평가를 내포한다(Laubach and Williams 2003). 선진국 전반에 걸친 위험중립금리의 구조적 하락은 인구구조 변화, 생산성 둔화, 글로벌 저축 과잉에 기인한 중립금리 하락의 증거로 해석되어 왔다(Rachel and Smith 2017).

한국의 경우 위험중립금리는 한국은행의 기준금리 결정에 대한 기대뿐 아니라 미 연준의 정책 기대 전이와 글로벌 금융 여건의 영향도 반영한다. Obstfeld (2015)는 미국 통화정책 충격이 기대 경로(expectations channel)를 통해 신흥시장 수익률곡선에 전파되어, 국내 정책 변화 없이도 위험중립금리를 이동시킬 수 있음을 기록하였다. 따라서 한국의 위험중립금리는 국내 통화정책 기조와 글로벌 금리 환경에 따라 공동으로 결정되며, 한국은행의 정책 자율성과 대외 금융 여건 간의 상호작용을 분석하는 데 유용한 지표이다.

## 금융시장에서의 응용

수익률을 위험중립금리와 기간 프리미엄으로 분해하는 것은 채권 포트폴리오 운용의 핵심이며, 이를 통해 금리 방향성 베팅(directional bet)과 위험 보상 포착이라는 개념적으로 별개의 두 채권 수익원을 분리할 수 있다. 위험중립금리가 현재 단기금리를 상회하면 시장이 향후 금리 인상을 예상하고 있음을, 하회하면 인하를 예상하고 있음을 의미한다. 이 정보는 수익률곡선 상의 포지셔닝에 핵심적이다.

위험중립금리 곡선은 원시 선도금리(forward rate)보다 시장의 기대 금리 경로를 더 정교하게 측정한다. 원시 선도금리에는 기대와 위험 보상이 혼합되어 있기 때문이다. Cochrane and Piazzesi (2005)는 선도금리의 텐트형(tent-shaped) 선형 결합이 초과 채권수익률을 약 44%의 $R^2$로 예측하며, 이 예측력의 상당 부분이 기대가 아닌 시변 위험 프리미엄에서 비롯됨을 보였다. 위험중립금리를 활용하면 투자자는 기대 성분을 분리하여, 금리 사이클에 대한 전망을 세울 때 위험 프리미엄 신호와 순수한 금리 기대를 혼동하는 오류를 피할 수 있다.

위험중립금리 곡선의 기울기(장기 위험중립금리와 단기 위험중립금리의 차이)는 통화정책 사이클에 대한 시장 기대를 단일 수치로 요약한다. 급경사의 우상향 위험중립금리 곡선은 긴축 기대를, 역전된 위험중립금리 곡선은 완화 기대를 나타낸다. 수급 동학과 시변 위험 프리미엄이 왜곡할 수 있는 관측 수익률곡선 기울기(Greenwood and Vayanos 2014)와 달리, 위험중립금리 기울기는 정책 기대만을 순수하게 반영한다. 이에 따라 통화정책의 방향과 속도에 대한 관점을 반영하는 커브 거래(flattener/steepener) 전략에서 핵심 투입변수로 활용된다.

모형 적합금리와 실제 관측 수익률의 괴리(가격결정 오차, pricing error)는 모형의 적합도 지표이면서 그 자체로도 유용한 정보를 담고 있다. 지속적인 가격결정 오차는 유동성 프리미엄, 선호 서식지 투자자(Vayanos and Vila 2021)의 수급 불균형, 규제 요인에 따른 수요(은행·보험 자본규제 등) 등 시장 미시구조적 요인의 존재를 시사할 수 있다. 이러한 잔차를 모니터링함으로써 모형 내재 공정가치 대비 고평가(rich) 또는 저평가(cheap)된 채권을 식별하여 상대가치(relative value) 전략을 지원할 수 있다.

국고채(KTB) 시장의 맥락에서 위험중립금리는 듀레이션 위험과 환율 위험을 공동으로 관리해야 하는 외국인 투자자에게 특히 유용하다. KTB 위험중립금리를 미국 대응치(뉴욕 연준 ACM 모형 또는 Kim-Wright 3요인 모형 추정)와 비교하면, 기대 정책 경로의 국가 간 차이와 위험 보상의 차이를 분리할 수 있다. 이 분해는 두 시장 간 관측 금리 스프레드 변동이 통화정책 기대의 이동(수렴 또는 괴리 거래 가능성 시사)을 반영하는지, 단순히 상대적 기간 프리미엄 변동을 반영하는지를 판별하는 데 필수적이다.

보험사·연기금 등 부채연계투자(LDI) 관점에서 위험중립금리의 수준과 궤적은 할인율 가정과 부채 평가에 직접적인 영향을 미친다. 위험중립금리의 구조적 하락은 시장이 지속적으로 낮은 정책금리를 예상하고 있음을 함의하며, 전통적 채권 전략으로 장기 부채를 매칭하는 능력을 제약한다. 이러한 환경에서 해당 기관은 곡선의 더 장기 영역으로 듀레이션을 확대하거나 대체적 듀레이션 제공 수단을 활용해야 하며, 위험중립금리 곡선은 이러한 의사결정에 핵심 정보를 제공한다(Ilmanen 2011).

## 통계적 검정

이는 Adrian-Crump-Moench 아핀 기간구조 분해의 산출물인 모형 유도 계열로, 단위근 판독은 직접 관측된 가격이 아니라 적합된 곡선을 기술하며, 계열상관과 변화점 진단은 1차 차분에 대해 수행한다. 본 계열은 2000-12-18부터 2026-06-09까지 자체 구간에서 검정한다.

1년 위험중립 금리는 수준에서 1차 적분 계열이며, Dickey and Fuller (1979) 검정이 Said and Dickey (1984) 형태로 p = 0.5856에서 기각하지 못하고 Phillips and Perron (1988) 검정이 p = 0.6285로 동조하며 Kwiatkowski et al. (1992) 검정이 정상성을 기각한다. 1차 차분에 대해 Ljung and Box (1978) 포트맨토는 시차 10과 20에서 백색잡음을 기각하며 Q = 82.74와 Q = 134.62, p = 0.000과 p = 0.000이다. Escanciano and Lobato (2009)의 자동 포트맨토도 통계량 8.68, p = 0.003으로 동조한다. Bai and Perron (1998, 2003) 절차는 평균에서 변화점을 찾지 못하는데, 이는 차분된 대상에 대한 Andrews (1993)의 모수 불안정성 추론과 부합한다 (Perron 1989).

이는 낮은 정수 계절 주기가 없는 일별 모형 산출물이므로 Hylleberg et al. (1990)의 계절 단위근 장치와 Canova and Hansen (1995)의 계절 정상성 검정은 의도적으로 수행하지 않는다 (Beaulieu and Miron 1992; Ghysels and Osborn 2001).

## 자주 묻는 질문

### 위험중립금리란 무엇입니까?

위험의 시장가격을 0으로 두었을 때 아핀 기간구조 모형이 산출하는 수익률이며, 만기까지의 기대 단기금리 경로의 평균에 해당합니다. 관측 무이표금리에서 이 값을 빼면 기간 프리미엄이 남습니다.

### 국고채 금리를 왜 두 성분으로 나눕니까?

수익률곡선의 기대 성분과 위험 보상 성분은 정책적 함의가 전혀 다른데 원계열에서는 구분되지 않습니다. 장기금리 상승이 금리 기대의 상향인지 보상 요구의 확대인지에 따라 읽어야 할 신호가 달라집니다.

### 위험중립금리를 정책금리 전망으로 읽어도 됩니까?

아닙니다. 시장이 현재 반영하고 있는 기대를 모형으로 복원한 값이며 KRED의 예측이 아닙니다. 시장 가격을 따라 움직일 뿐 실제 정책 경로에 대해서는 아무런 주장을 담고 있지 않습니다.