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ticker: "KRTP10"
title: "국고채 10년물 무이표채의 기간 프리미엄"
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frequency: "일별"
source: "Adrian, Crump, and Moench (2013)"
release: "일별 산출"
category: "기간 프리미엄·분해"
country: "KR"
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# 국고채 10년물 무이표채의 기간 프리미엄

## 개요

장기 듀레이션과 인플레이션·성장 기대에 노출된 대가로, 채권시장의 위험 보상이 가장 두텁게 쌓이는 구간입니다.

## 주요 수치

|  | 값 | 날짜 |
|---|---|---|
| 최신값 | 1.44 | 2026-09-09 |
| 직전 대비 | -0.01 | 2026-09-08 |
| 1년 전 대비 | +0.73 | 2025-09-09 |
| 수록 기간 내 최고 | 2.73 | 2001-04-26 |
| 수록 기간 내 최저 | 0.09 | 2019-08-16 |
| 수록 기간 | 2000-12-18 – 2026-09-09 |  |
| 관측치 수 | 6371 |  |

## 최근 관측치

| 날짜 | 값 | 변화 |
|---|---|---|
| 2026-03-18 | 1.01 | -0.05 |
| 2026-03-19 | 1.06 | +0.05 |
| 2026-03-20 | 1.11 | +0.04 |
| 2026-03-23 | 1.14 | +0.03 |
| 2026-03-24 | 1.14 | 0.00 |
| 2026-03-25 | 1.15 | +0.01 |
| 2026-03-26 | 1.14 | -0.01 |
| 2026-03-27 | 1.17 | +0.03 |
| 2026-03-30 | 1.18 | +0.01 |
| 2026-03-31 | 1.19 | +0.01 |
| 2026-04-01 | 1.12 | -0.07 |
| 2026-04-02 | 1.17 | +0.05 |
| 2026-04-03 | 1.16 | -0.02 |
| 2026-04-06 | 1.15 | 0.00 |
| 2026-04-07 | 1.17 | +0.01 |
| 2026-04-08 | 1.11 | -0.05 |
| 2026-04-09 | 1.14 | +0.02 |
| 2026-04-10 | 1.15 | +0.01 |
| 2026-04-13 | 1.16 | +0.01 |
| 2026-04-14 | 1.11 | -0.05 |
| 2026-04-15 | 1.11 | 0.00 |
| 2026-04-16 | 1.11 | 0.00 |
| 2026-04-17 | 1.12 | +0.01 |
| 2026-04-20 | 1.09 | -0.03 |
| 2026-04-21 | 1.07 | -0.02 |
| 2026-04-22 | 1.11 | +0.04 |
| 2026-04-23 | 1.16 | +0.05 |
| 2026-04-24 | 1.17 | +0.01 |
| 2026-04-27 | 1.20 | +0.03 |
| 2026-04-28 | 1.22 | +0.01 |
| 2026-04-29 | 1.21 | -0.01 |
| 2026-04-30 | 1.25 | +0.04 |
| 2026-05-04 | 1.25 | 0.00 |
| 2026-05-06 | 1.25 | 0.00 |
| 2026-05-07 | 1.23 | -0.02 |
| 2026-05-08 | 1.25 | +0.02 |
| 2026-05-11 | 1.28 | +0.03 |
| 2026-05-12 | 1.33 | +0.06 |
| 2026-05-13 | 1.33 | -0.01 |
| 2026-05-14 | 1.35 | +0.02 |
| 2026-05-15 | 1.41 | +0.06 |
| 2026-05-18 | 1.46 | +0.05 |
| 2026-05-19 | 1.44 | -0.02 |
| 2026-05-20 | 1.43 | -0.01 |
| 2026-05-21 | 1.39 | -0.04 |
| 2026-05-22 | 1.36 | -0.04 |
| 2026-05-26 | 1.33 | -0.03 |
| 2026-05-27 | 1.32 | -0.01 |
| 2026-05-28 | 1.35 | +0.03 |
| 2026-05-29 | 1.32 | -0.03 |
| 2026-06-01 | 1.39 | +0.07 |
| 2026-06-02 | 1.36 | -0.02 |
| 2026-06-04 | 1.39 | +0.02 |
| 2026-06-05 | 1.38 | -0.01 |
| 2026-06-08 | 1.44 | +0.05 |
| 2026-06-09 | 1.42 | -0.02 |
| 2026-06-10 | 1.46 | +0.04 |
| 2026-06-11 | 1.49 | +0.03 |
| 2026-06-12 | 1.44 | -0.04 |
| 2026-06-15 | 1.39 | -0.05 |
| 2026-06-16 | 1.39 | 0.00 |
| 2026-06-17 | 1.35 | -0.04 |
| 2026-06-18 | 1.37 | +0.01 |
| 2026-06-19 | 1.38 | +0.01 |
| 2026-06-22 | 1.38 | 0.00 |
| 2026-06-23 | 1.36 | -0.01 |
| 2026-06-24 | 1.37 | 0.00 |
| 2026-06-25 | 1.35 | -0.01 |
| 2026-06-26 | 1.36 | +0.01 |
| 2026-06-29 | 1.37 | +0.01 |
| 2026-06-30 | 1.34 | -0.03 |
| 2026-07-01 | 1.40 | +0.06 |
| 2026-07-02 | 1.41 | +0.01 |
| 2026-07-03 | 1.42 | +0.01 |
| 2026-07-06 | 1.42 | 0.00 |
| 2026-07-07 | 1.43 | 0.00 |
| 2026-07-08 | 1.46 | +0.03 |
| 2026-07-09 | 1.45 | -0.01 |
| 2026-07-10 | 1.43 | -0.02 |
| 2026-07-13 | 1.45 | +0.02 |
| 2026-07-14 | 1.47 | +0.02 |
| 2026-07-15 | 1.47 | 0.00 |
| 2026-07-16 | 1.44 | -0.03 |
| 2026-07-20 | 1.45 | +0.01 |
| 2026-07-21 | 1.46 | +0.01 |
| 2026-07-22 | 1.49 | +0.04 |
| 2026-07-23 | 1.50 | +0.01 |
| 2026-07-24 | 1.53 | +0.03 |
| 2026-07-27 | 1.47 | -0.06 |
| 2026-07-28 | 1.45 | -0.01 |
| 2026-07-29 | 1.43 | -0.02 |
| 2026-07-30 | 1.47 | +0.03 |
| 2026-07-31 | 1.44 | -0.03 |
| 2026-08-03 | 1.43 | -0.01 |
| 2026-08-04 | 1.44 | +0.01 |
| 2026-08-05 | 1.37 | -0.06 |
| 2026-08-06 | 1.41 | +0.03 |
| 2026-08-07 | 1.41 | +0.01 |
| 2026-08-10 | 1.43 | +0.02 |
| 2026-08-11 | 1.47 | +0.04 |
| 2026-08-12 | 1.47 | 0.00 |
| 2026-08-13 | 1.48 | +0.01 |
| 2026-08-14 | 1.49 | +0.02 |
| 2026-08-18 | 1.52 | +0.03 |
| 2026-08-19 | 1.48 | -0.04 |
| 2026-08-20 | 1.47 | -0.02 |
| 2026-08-21 | 1.50 | +0.03 |
| 2026-08-24 | 1.44 | -0.06 |
| 2026-08-25 | 1.45 | +0.01 |
| 2026-08-26 | 1.42 | -0.02 |
| 2026-08-27 | 1.41 | -0.02 |
| 2026-08-28 | 1.39 | -0.02 |
| 2026-08-31 | 1.40 | +0.01 |
| 2026-09-01 | 1.42 | +0.03 |
| 2026-09-02 | 1.44 | +0.02 |
| 2026-09-03 | 1.42 | -0.02 |
| 2026-09-04 | 1.42 | +0.01 |
| 2026-09-07 | 1.44 | +0.01 |
| 2026-09-08 | 1.45 | +0.01 |
| 2026-09-09 | 1.44 | -0.01 |

## 정의

기간 프리미엄(term premium)은 단기채를 반복적으로 롤오버(rollover)하는 전략 대신 장기채를 만기까지 보유할 때 투자자가 요구하는 초과 보상이다. 장기채는 단기 롤오버 전략에는 없는 금리 위험, 인플레이션 위험, 유동성 위험에 노출되므로 투자자는 이러한 위험을 부담하는 대가를 요구한다.

무차익거래(no-arbitrage) 조건 하에서 관측 무이표금리 $y_t(n)$는 모형 적합금리와 근사적으로 일치하며, 이 적합금리는 위험중립금리 $y^Q_t(n)$와 기간 프리미엄 $\text{TP}_t(n)$의 합으로 다음과 같이 정확히 분해된다.

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

여기서 위험중립금리는 물리적 측도 하에서 만기까지 기대되는 단기금리의 평균이고, 기간 프리미엄은 그 기대 경로를 초과하여 투자자가 요구하는 위험 보상이다. 두 구성 요소 모두 시장가격에서 직접 관측되지 않는 잠재변수이므로 아핀 기간구조 모형(ATSM)으로 추정한다.

기간 프리미엄의 부호와 크기는 고유한 경제적 의미를 내포한다. 양의 기간 프리미엄은 투자자가 기대 금리 경로 이상의 보상을 요구함을 의미한다. 음의 기간 프리미엄은 가격 비탄력적 매수자(중앙은행, 연기금, 보험사)의 듀레이션 수요가 자연적 위험 보상을 초과할 수 있음을 시사하며, 일부 선진국에서 대규모 중앙은행 자산 매입 시기에 관측되었다.

## 산출방법

Adrian, Crump, and Moench (2013)의 아핀 기간구조 모형(ACM)에 의한 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 동학을 무표류(driftless) VAR(1)로 설정한다:

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

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:

$$rx^{adj}(n) = rx(n) + \dfrac{1}{2}\left[\gamma^{\otimes}(n)'\text{vec}(\Sigma) + \omega_0\right]$$

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

**(5) 아핀 재귀.** 단기금리 방정식의 $A_1 = -\delta_0$, $B_1 = -\delta_1$에서 출발하여 $n = 2, \ldots, 120$에 대해 재귀식을 적용한다:

$$\begin{aligned} A_n &= A_{n-1} + B'_{n-1}(-\lambda_0) + \dfrac{1}{2}\left[(B_{n-1} \otimes B_{n-1})'\text{vec}(\Sigma) + \omega_0\right] + A_1 \\ B_n &= (\Phi - \Lambda_1)' \, B_{n-1} + B_1 \end{aligned}$$

수익률을 물리적 측도 하에서 다음과 같이 분해한다:

$$y^P_t(n) = -\dfrac{A_n + B'_n \, X_t}{\tau_t(n)}$$

$y^Q_t(n)$은 위험중립 측도($\lambda = 0$) 하의 대응 수익률이며, 기간 프리미엄은 다음과 같다:

$$\text{TP}_t(n) = y^P_t(n) - y^Q_t(n)$$

**(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 이 계열 곁에 함께 공개된다. 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

기간 프리미엄의 변동은 금리 불확실성, 인플레이션 위험, 재정적자와 국채 공급, 글로벌 위험선호도, 중앙은행 자산 보유의 포트폴리오 밸런스 효과 등 복합적 거시경제 요인을 반영한다(Rudebusch, Sack, and Swanson 2007).

기간 프리미엄이 경제적으로 유의한 변수라는 인식은 기대가설(expectations hypothesis)의 실증적 실패에 근거한다. 기대가설에 따르면 장기금리는 기대 미래 단기금리의 평균과 같아야 하며, 이는 기간 프리미엄이 0임을 함의한다(Fisher 1896; Lutz 1940). 그러나 광범위하게 기록된 실증적 위반은 기간 프리미엄이 시간에 따라 변동하고 경제적으로 유의하며 예측 가능함을 보여준다(Fama and Bliss 1987; Campbell and Shiller 1991; Cochrane and Piazzesi 2005). 잠재변수인 위험중립금리와 기간 프리미엄은 가우시안 아핀 기간구조 모형으로 식별된다. 이 모형은 수익률을 상태변수의 아핀 함수로 두고 물리적 측도와 위험중립 측도의 동학을 무차익거래 제약으로 연결한다(Vasicek 1977; Duffie and Kan 1996).

기간 프리미엄의 상승은 투자자가 미래 금리 경로에 대한 높은 불확실성을 인식하고 있음을 시사하며, 이는 흔히 거시경제 변동성의 고조와 연관된다(Wright 2011). Kim and Wright (2005)는 2004~2005년 미국 국채 시장에서 관측된 '수수께끼(conundrum)', 즉 연준의 긴축에도 장기 금리가 상승하지 않은 현상의 상당 부분이 금리 기대의 변화가 아닌 기간 프리미엄 하락에 기인함을 보였다.

기간 프리미엄의 부호와 크기는 선호 서식지(preferred habitat) 이론으로 설명된다. 만기별로 분할된 투자자 수요가 차익거래로 완전히 평준화되지 않으면 듀레이션의 수급이 위험 보상을 좌우하며, 양의 기간 프리미엄은 투자자의 위험회피와 정합적이다(Modigliani and Sutch 1966; Vayanos and Vila 2021). 반대로 가격 비탄력적 매수자의 듀레이션 수요가 자연적 위험 보상을 초과하면 기간 프리미엄은 음의 값으로 내려갈 수 있다(Greenwood and Vayanos 2014).

중앙은행의 양적완화(QE)는 민간 포트폴리오에서 듀레이션 공급을 흡수하여 기간 프리미엄을 압축한다. Gagnon et al. (2011)은 연준의 대규모 자산매입(LSAP)이 10년물 기간 프리미엄을 30~100bp 축소한 것으로 추정했다. Li and Wei (2013)는 중앙은행의 장기채 수요가 민간 듀레이션 보유자를 밀어내어 균형 위험 보상을 줄이는 메커니즘을 선호 서식지 모형으로 설명하였다. Bernanke (2015)는 한 국가의 QE가 포트폴리오 재조정 경로를 통해 다른 국가의 국채 기간 프리미엄까지 압축할 수 있음을 보이며 논의를 글로벌 차원으로 확장하였다.

한국과 같은 신흥시장 경제에서 기간 프리미엄은 글로벌 위험선호/위험회피(risk-on/risk-off) 동학, 미국 국채 기간 프리미엄의 전이(Obstfeld 2015), 국내 국채 시장에서의 외국인 투자자 포지션 등 외부 요인도 반영한다. 따라서 한국의 기간 프리미엄은 국내 통화정책 기대와 글로벌 금융 여건이 공동으로 결정한다.

정책 평가 관점에서 기간 프리미엄 분해는 중앙은행 커뮤니케이션에 필수적이다. 장기 금리가 상승할 때 정책결정자는 그것이 기대 정책금리의 상승인지 기간 프리미엄의 상승인지를 구분해야 한다. 전자는 시장이 긴축을 예상함을, 후자는 불확실성 증가나 위험선호도 변화를 시사한다. 이 원인을 잘못 판별하면 정책 오류로 이어질 수 있으며, Adrian, Crump, and Moench (2013)와 Bauer and Rudebusch (2014)가 이 점을 강조하였다.

## 금융시장에서의 응용

수익률을 위험중립금리와 기간 프리미엄으로 분해하는 것은 채권 포트폴리오 운용의 핵심이며, 이를 통해 장기 금리 변동이 기대 정책 경로의 변화에 기인하는지 위험 보상의 변화에 기인하는지를 구분할 수 있다.

기간 프리미엄이 역사적 평균 대비 높으면 장기채에 대한 위험 보상이 매력적임을 시사하며, 듀레이션 확대에 유리한 진입 시점을 의미할 수 있다. 반대로 기간 프리미엄이 낮거나 음이면 듀레이션 위험 대비 보상이 불충분함을 시사하여 장기 포지션에 신중할 필요가 있다. Ilmanen (2011)은 기간 프리미엄 시그널을 체계적 채권 배분 전략에 반영하는 종합적 분석 체계를 제시하였다.

기간 프리미엄은 수익률곡선 전반에 걸친 상대가치(relative value) 분석의 핵심 투입변수이기도 하다. Cochrane and Piazzesi (2005)는 선도금리의 텐트형(tent-shaped) 선형 결합 단일 요인이 초과 채권수익률을 약 44%의 $R^2$로 예측하며, 이러한 예측력이 기간 프리미엄 동학과 밀접하게 연관됨을 보였다. 기간 프리미엄의 평균회귀를 활용하는 전략, 즉 프리미엄이 높을 때 듀레이션을 매수하고 압축될 때 매도하는 전략은 역사적으로 양의 위험조정 수익률을 산출해 왔다(Ang and Piazzesi 2003).

국고채(KTB) 시장의 맥락에서 기간 프리미엄 분해는 듀레이션 위험과 환율 위험을 공동으로 관리해야 하는 외국인 투자자에게 특히 유용하다. 국고채의 기간 프리미엄이 미국의 Kim and Wright (2005) 또는 뉴욕 연준 ACM 모형 추정치보다 높으면, FX 헤지 비용을 고려한 후 교차시장(cross-market) 가치 기회가 존재할 수 있다.

보험사·연기금 등 부채연계투자(LDI) 관점에서 기간 프리미엄은 장기 부채 매칭에 대한 보상의 크기를 측정한다. 구조적으로 낮은 기간 프리미엄 환경은 이들 기관의 채권 포트폴리오에서 충분한 수익을 창출하는 능력을 저해하며, 이는 장기 저금리 체제의 맥락에서 국제결제은행(BIS 2018)이 우려한 문제이다.

## 통계적 검정

2000-12-18부터 2026-06-09까지 6307개 관측치에서 10년 기간 프리미엄은 단위근을 가지며, Dickey and Fuller (1979) 검정이 p = 0.2995에서 기각하지 못하고 Phillips and Perron (1988) 검정이 p = 0.1912로 동조하며 Kwiatkowski et al. (1992) 검정이 정상성을 기각하여 합의된 I(1)이다. 수준에서 1차 자기상관은 0.999이고 함의된 반감기는 약 521.3 관측치로, 이는 서술적 지속성 요약이지 적분 주장이 아니다, 수준에 대한 Ljung and Box (1978) 포트맨토는 시차 10과 20에서 백색잡음을 기각하며 Q = 62177.40와 Q = 122750.00, p = 0.000와 p = 0.000이다, Bai and Perron (1998) 절차를 Bai and Perron (2003) 알고리즘으로 적용하면 평균에서 변화점이 발견되지 않는다 (Andrews 1993; Perron 1989).

10년 기간 프리미엄인 이 신호는 일별 계절 주기가 없으므로 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

### 기간 프리미엄이란 무엇입니까?

단기채를 반복 롤오버하는 전략 대신 장기채를 만기까지 보유할 때 투자자가 요구하는 초과 보상입니다. 시장에 따로 호가되지 않는 값이므로, 무차익거래 조건 아래에서 관측 무이표금리를 기대 미래 단기금리 경로의 평균과 잔여 보상으로 분해해 추정합니다.

### 기간 프리미엄이 음수가 되기도 합니까?

그렇습니다. 음수는 투자자가 기대 단기금리 평균을 밑도는 수익률을 수용한다는 뜻입니다. 부채 대응이나 만기 매칭 규제에서 비롯된 가격 비탄력적 듀레이션 수요가 위험 보상만으로 설명되는 수준을 넘어설 때 나타납니다.

### 국고채 기간 프리미엄 계열들은 서로 무엇이 다릅니까?

식별 가정과 상태 동학의 설정이 다를 뿐 추정 대상은 하나입니다. 독립적인 측정이 아니라 한 대상에 대한 대안적 설정이므로 두 계열이 근접한다는 사실은 어느 쪽의 근거도 되지 않으며, 같은 화면에 겹쳐 그리지 않습니다.