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ticker: "KRTRGDP"
title: "대한민국 잠재산출 추세성장률"
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frequency: "분기별"
source: "Holston, Laubach, and Williams (2023)"
release: "분기별 산출"
category: "국민계정"
country: "KR"
language: "ko"
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license: "https://creativecommons.org/licenses/by-nc-nd/4.0/"
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# 대한민국 잠재산출 추세성장률

## 개요

경기순환을 걷어낸 뒤 경제가 지속적으로 감당할 수 있는 장기 성장 능력을 보여줍니다.

## 주요 수치

|  | 값 | 날짜 |
|---|---|---|
| 최신값 | 1.90 | 2026-06-30 |
| 직전 대비 | 0.00 | 2026-03-31 |
| 1년 전 대비 | +0.01 | 2025-06-30 |
| 수록 기간 내 최고 | 5.46 | 2000-06-30 |
| 수록 기간 내 최저 | 1.89 | 2024-12-31 |
| 수록 기간 | 1997-03-31 – 2026-06-30 |  |
| 관측치 수 | 118 |  |

## 최근 관측치

| 날짜 | 값 | 변화 |
|---|---|---|
| 1997-03-31 | 5.19 |  |
| 1997-06-30 | 5.17 | -0.02 |
| 1997-09-30 | 5.16 | -0.01 |
| 1997-12-31 | 5.16 | 0.00 |
| 1998-03-31 | 5.21 | +0.05 |
| 1998-06-30 | 5.25 | +0.04 |
| 1998-09-30 | 5.28 | +0.03 |
| 1998-12-31 | 5.31 | +0.04 |
| 1999-03-31 | 5.35 | +0.04 |
| 1999-06-30 | 5.39 | +0.03 |
| 1999-09-30 | 5.42 | +0.03 |
| 1999-12-31 | 5.44 | +0.02 |
| 2000-03-31 | 5.46 | +0.01 |
| 2000-06-30 | 5.46 | 0.00 |
| 2000-09-30 | 5.44 | -0.02 |
| 2000-12-31 | 5.44 | -0.01 |
| 2001-03-31 | 5.42 | -0.02 |
| 2001-06-30 | 5.39 | -0.03 |
| 2001-09-30 | 5.35 | -0.03 |
| 2001-12-31 | 5.32 | -0.04 |
| 2002-03-31 | 5.27 | -0.05 |
| 2002-06-30 | 5.21 | -0.05 |
| 2002-09-30 | 5.15 | -0.06 |
| 2002-12-31 | 5.09 | -0.06 |
| 2003-03-31 | 5.04 | -0.05 |
| 2003-06-30 | 4.99 | -0.05 |
| 2003-09-30 | 4.94 | -0.05 |
| 2003-12-31 | 4.89 | -0.06 |
| 2004-03-31 | 4.83 | -0.05 |
| 2004-06-30 | 4.78 | -0.05 |
| 2004-09-30 | 4.74 | -0.04 |
| 2004-12-31 | 4.70 | -0.04 |
| 2005-03-31 | 4.66 | -0.04 |
| 2005-06-30 | 4.62 | -0.04 |
| 2005-09-30 | 4.58 | -0.04 |
| 2005-12-31 | 4.53 | -0.04 |
| 2006-03-31 | 4.49 | -0.05 |
| 2006-06-30 | 4.44 | -0.04 |
| 2006-09-30 | 4.39 | -0.05 |
| 2006-12-31 | 4.34 | -0.05 |
| 2007-03-31 | 4.28 | -0.06 |
| 2007-06-30 | 4.22 | -0.07 |
| 2007-09-30 | 4.15 | -0.07 |
| 2007-12-31 | 4.08 | -0.07 |
| 2008-03-31 | 4.01 | -0.07 |
| 2008-06-30 | 3.95 | -0.06 |
| 2008-09-30 | 3.88 | -0.07 |
| 2008-12-31 | 3.85 | -0.03 |
| 2009-03-31 | 3.83 | -0.03 |
| 2009-06-30 | 3.80 | -0.03 |
| 2009-09-30 | 3.77 | -0.03 |
| 2009-12-31 | 3.74 | -0.02 |
| 2010-03-31 | 3.71 | -0.03 |
| 2010-06-30 | 3.68 | -0.03 |
| 2010-09-30 | 3.64 | -0.03 |
| 2010-12-31 | 3.60 | -0.04 |
| 2011-03-31 | 3.56 | -0.04 |
| 2011-06-30 | 3.52 | -0.04 |
| 2011-09-30 | 3.47 | -0.04 |
| 2011-12-31 | 3.43 | -0.04 |
| 2012-03-31 | 3.39 | -0.04 |
| 2012-06-30 | 3.35 | -0.04 |
| 2012-09-30 | 3.32 | -0.03 |
| 2012-12-31 | 3.29 | -0.03 |
| 2013-03-31 | 3.26 | -0.03 |
| 2013-06-30 | 3.23 | -0.03 |
| 2013-09-30 | 3.20 | -0.03 |
| 2013-12-31 | 3.18 | -0.02 |
| 2014-03-31 | 3.15 | -0.02 |
| 2014-06-30 | 3.13 | -0.02 |
| 2014-09-30 | 3.11 | -0.02 |
| 2014-12-31 | 3.10 | -0.01 |
| 2015-03-31 | 3.08 | -0.02 |
| 2015-06-30 | 3.06 | -0.02 |
| 2015-09-30 | 3.04 | -0.02 |
| 2015-12-31 | 3.02 | -0.02 |
| 2016-03-31 | 3.00 | -0.02 |
| 2016-06-30 | 2.98 | -0.02 |
| 2016-09-30 | 2.96 | -0.02 |
| 2016-12-31 | 2.93 | -0.02 |
| 2017-03-31 | 2.91 | -0.03 |
| 2017-06-30 | 2.88 | -0.03 |
| 2017-09-30 | 2.84 | -0.04 |
| 2017-12-31 | 2.82 | -0.03 |
| 2018-03-31 | 2.78 | -0.04 |
| 2018-06-30 | 2.74 | -0.04 |
| 2018-09-30 | 2.70 | -0.04 |
| 2018-12-31 | 2.67 | -0.04 |
| 2019-03-31 | 2.63 | -0.03 |
| 2019-06-30 | 2.59 | -0.04 |
| 2019-09-30 | 2.56 | -0.04 |
| 2019-12-31 | 2.52 | -0.04 |
| 2020-03-31 | 2.48 | -0.04 |
| 2020-06-30 | 2.45 | -0.03 |
| 2020-09-30 | 2.42 | -0.04 |
| 2020-12-31 | 2.38 | -0.04 |
| 2021-03-31 | 2.34 | -0.04 |
| 2021-06-30 | 2.29 | -0.05 |
| 2021-09-30 | 2.25 | -0.04 |
| 2021-12-31 | 2.20 | -0.05 |
| 2022-03-31 | 2.16 | -0.05 |
| 2022-06-30 | 2.11 | -0.04 |
| 2022-09-30 | 2.07 | -0.04 |
| 2022-12-31 | 2.04 | -0.03 |
| 2023-03-31 | 2.01 | -0.03 |
| 2023-06-30 | 1.99 | -0.03 |
| 2023-09-30 | 1.96 | -0.03 |
| 2023-12-31 | 1.94 | -0.02 |
| 2024-03-31 | 1.91 | -0.02 |
| 2024-06-30 | 1.90 | -0.01 |
| 2024-09-30 | 1.89 | -0.01 |
| 2024-12-31 | 1.89 | 0.00 |
| 2025-03-31 | 1.89 | 0.00 |
| 2025-06-30 | 1.89 | 0.00 |
| 2025-09-30 | 1.89 | 0.00 |
| 2025-12-31 | 1.90 | +0.01 |
| 2026-03-31 | 1.90 | 0.00 |
| 2026-06-30 | 1.90 | 0.00 |

## 정의

잠재산출의 연율화 추세 성장률은 경기순환 변동을 제외하고 경제가 지속적으로 달성할 수 있는 장기 성장률이다. 이는 Holston, Laubach, and Williams (2023)의 구조 모형(HLW) 내에서 잠재산출 로그 수준의 확률적 추이(stochastic drift)로 추정된다.

HLW 모형에서 잠재산출 로그 수준 $y^*_t$는 추세 성장 $g_{t-1}$을 추이로 갖는 확률 보행을 따른다.

$$y^*_t = y^*_{t-1} + g_{t-1} + \epsilon^{y^*}_t$$

추세 성장 $g_t$ 자체는 분기 빈도의 변수로, 추이 없는 확률 보행을 따르며 혁신 분산은 $\sigma^2_g$이다.

$$g_t = g_{t-1} + \epsilon^g_t, \quad \epsilon^g_t \sim N(0, \sigma^2_g)$$

보고되는 시리즈는 $4 \times g_t$이며, 표준 거시경제 지표와 비교할 수 있도록 분기 성장률을 연율화한 값이다.

추세 성장은 산출량갭(KRGDPGAP)이 담아내는 경기순환 변동을 추상화하여 경제의 지속 가능한 장기 성장 역량을 나타낸다. 노동력 증가, 자본 축적, 총요소생산성(TFP)의 결합 효과를 담지만, HLW 모형은 이를 공급 측 구성요소로 분해하지 않고 총체적 추세 성장을 추정한다. 추세 성장은 자연이자율 $r^*$(KRNR)의 핵심 결정요인이므로, 추세 성장의 하락은 $r^*$를 직접 하락시켜 통화정책의 실효하한 제약을 강화하고 장기 금리 환경을 재편한다.

## 산출방법

자연이자율($r^*$, KRNR), 산출량갭(KRGDPGAP), 실질금리갭(KRRRGAP)과 함께 HLW (2023) 3단계 MLE 상태공간 모형 내에서 공동 추정된다. 전체 모형 구조, 입력 자료, 추정 절차는 KRNR 방법론 항목에 상세히 기술되어 있으며, 이 항목에서는 추세 성장 추정에 고유한 측면을 강조한다.

**(1) 상태 동학.** 추세 성장 $g_t$는 잠재산출 로그 수준의 추이 항으로서 모형에 진입한다.

$$y^*_t = y^*_{t-1} + g_{t-1} + \epsilon^{y^*}_t$$

추세 성장 자체는 추이 없는 확률 보행

$$g_t = g_{t-1} + \epsilon^g_t$$

을 따르며, 혁신 분산은 $\sigma^2_g$이다. 비율

$$\lambda_g = \sigma_g / \sigma_{y^*}$$

는 추세 성장 충격 대 잠재산출 수준 충격의 상대적 변동성을 규율한다. 작은 $\lambda_g$는 완만하게 변동하는 추세를 의미하며, 0에 가까운 값은 거의 상수인 성장을 함의한다.

**(2) $\sigma_g$의 추정.** 3단계 MLE 프레임워크에서 $\sigma_g$는 직접 추정되지 않고, 1단계에서 Stock-Watson (1998) 중앙값 불편 추정량(MUE)의 지수 Wald 검정을 통해 산출된 신호-잡음비

$$\lambda_g = \sigma_g / \sigma_{y^*}$$

로부터 도출된다. MUE 절차는 평활화된 잠재산출의 추세 성장에 구조변화가 존재하는지 검정하며, $\lambda_g$가 0이면 추세 성장이 상수로 축소된다.

**(3) 추출.** MLE 추정 모수로 RTS 평활기를 실행하여 9차원 상태 벡터

$$\xi_t = [y^*_t, y^*_{t-1}, y^*_{t-2}, g_t, g_{t-1}, g_{t-2}, z_t, z_{t-1}, z_{t-2}]'$$

의 원소 [3]으로서 $g_t$의 평활 추정치를 추출한다. 보고 시리즈는 연율화를 위해 4를 곱한 값이다.

## 경제학에서의 응용

추세 성장은 거시경제 분석, 재정 계획, 통화정책 보정의 기본적 구조 지표이다.

한국은 추세 성장의 뚜렷한 구조적 둔화를 겪었다. 추세 성장은 수출주도 산업화 말기인 1990년대의 7% 이상에서 1997~98년 외환위기 이후 2000년대의 약 4%로, 이어 2010년대의 약 2%로, 가장 최근 추정치에서는 약 1.6%로 하락하였다. 이 궤적은 추격 성장의 소진(기술 프론티어로의 수렴), 급속한 인구 고령화(생산가능인구는 2017년 정점 후 현재 감소 중), 경제 성숙에 따른 총요소생산성 증가의 구조적 둔화를 나타낸다. HLW 추정치는 경기순환 변동을 걸러 내어 이 추세적 하락을 모형 정합적으로 측정한다.

HLW 모형은 명시적 분해 없이 총체적 추세 성장을 추정하지만, 이 하락은 성장 회계의 세 경로로 해석할 수 있다. 첫째는 노동투입 감소로, 한국의 생산가능인구(15~64세)는 2050년까지 약 30% 감소할 것으로 전망되며(통계청, UN 인구 전망), 잠재산출에 구조적 하방 압력을 가한다. 둘째는 자본심화의 수확체감으로, 한국의 자본-산출 비율이 선진국 수준으로 상승하였다. 셋째는 총요소생산성 성장 둔화이며, 다만 한국의 R&D 집약도가 GDP 대비 5.2%로 OECD 최고 수준이어서 반도체, 배터리 등 기술 부문의 혁신으로 이를 부분적으로 상쇄할 수 있다.

추세 성장의 HLW 추정치는 독립적으로 산출된 공식 추정치로 교차 검증된다. 한국은행은 통상 생산함수 접근법으로 도출한 자체 잠재성장 추정치를 발표하며, OECD Economic Outlook은 한국의 HP 필터 기반 및 생산함수 기반 추정치를 산출한다. 차이는 방법론적 선택에서 발생하는데, HLW 추세 성장은 구조 모형의 칼만 평활 잠재변수인 반면 한국은행 및 OECD 추정치는 노동, 자본, TFP를 명시적으로 포함하는 공급 측 생산함수를 사용한다.

추세 성장 하락은 재정 지속가능성 분석에 직접적 함의를 갖는다. 한국의 정부부채 대비 GDP 비율은 국제 기준으로 여전히 양호하지만, 인구 고령화(연금 및 의료비)와 확대된 재정 지출로 상승 추세에 있다. Blanchard (2023) 프레임워크는 $r - g$ 격차를 강조하는데, 실질금리 $r$이 성장률 $g$를 초과하면 기초재정수지 흑자로 상쇄하지 않는 한 부채 대비 GDP 비율이 상승한다. 추세 성장 하락은 안전 마진을 축소하여 $r > g$ 시나리오의 가능성을 높이고 재정 건전화를 더 시급하게 만든다.

추세 성장은 자연이자율의 핵심 결정요인이다. 자연이자율은

$$r^*_t = 4c\,g_t + z_t$$

로 결정되며, $c$는 통상 1에 가깝다. 추세 성장 하락은 한국 및 여타 선진국에서 자연이자율이 하락한 주요 경로이다. 추세 성장 시리즈(KRTRGDP)와 자연이자율 시리즈(KRNR)는 따라서 대체로 병행적으로 움직여야 하며, 괴리는 $z_t$ 성분(할인율, 성장 경로를 넘는 인구학적 요인, 글로벌 저축 패턴의 변화)에 기인한다.

## 금융시장에서의 응용

추세 성장은 장기 자산 가치평가, 국가 신용 분석, 채권 전략의 핵심 구조적 입력변수이다.

추세 GDP 성장은 장기 총체적 기업 이익 성장의 상한을 이룬다. 이익 배분율이 상승하지 않는 한, 경제 전체의 이익은 잠재산출보다 지속적으로 빠르게 성장할 수 없다. KOSPI 종합지수의 경우 추세 성장률이 4%에서 1.6%로 하락한 것은 할인현금흐름(DCF) 모형과 주식 위험 프리미엄 산출에서 영구 성장률의 비례적 하향 조정을 함의한다. 이 구조적 전환은 정당화된 PER의 하락을 통해 "코리아 디스카운트"(한국 주식의 국제 동종 대비 지속적 저평가)에 기여한다.

추세 성장은 부채 대비 GDP 궤적에 미치는 영향을 통해 국가 신용도의 주요 결정요인이다. 신용평가기관(S&P, Moody's, Fitch)은 국가 등급 모형에 잠재 성장 추정치를 명시적으로 반영한다. 한국의 지속적인 추세 성장 하락은 고령화에 따른 재정 지출 증가와 맞물려 중기 신용 위험 요인이지만, 현재 한국의 재정 상태는 국제 기준으로 여전히 건전하다.

낮은 추세 성장률은 구조적으로 낮은 균형 금리 환경을 함의한다. 추세 성장이

$$r^* = 4cg + z$$

를 통해 $r^*$에 직접 반영되기 때문이다. 이는 경기순환적 통화정책 기조와 무관하게 장기 국고채 수익률이 역사적 평균보다 구조적으로 낮게 유지될 것이라는 관점을 뒷받침한다. 장기 투자 지평의 채권 투자자(연기금, 보험사)는 추세 성장 추정치를 전략적 자산배분 및 부채 매칭 가정의 보정에 활용한다.

추세 성장률은 총체적 자본 스톡의 지속 가능한 실질 수익에 대한 벤치마크가 된다. 표준 신고전파 이론에서 자본의 한계생산은 자본 축적 방정식을 통해 성장률과 연결된다. 낮은 추세 성장률은 실물 자산(부동산, 인프라, 사모투자) 전반에 걸쳐 낮은 균형 수익을 함의하며, 기관 포트폴리오 구성과 연기금 적정성을 위한 보험수리적 가정에 영향을 미친다.

## 통계적 검정

KRTRGDP은 Holston-Laubach-Williams 추세 잠재성장으로, 양방향 칼만 필터와 RTS 평활기로 추출한 임의보행 잠재상태이다. 1997-03-31부터 2026-03-31까지 117개 분기별 관측치에 걸쳐, 측정된 계열상관은 자료생성과정이 아니라 평활기의 이득에 지배되므로, 여기서 규정하는 대상은 자료의 적분 차수가 아니라 평활 경로의 지속성 요약이다.

따라서 적분 차수 판정 검정군은 의도적으로 수행하지 않는다. Said and Dickey (1984)의 시차 보강을 적용한 Dickey and Fuller (1979)의 증강 단위근 회귀, 준모수적 Phillips and Perron (1988) 검정, KPSS 정상성 검정 (Kwiatkowski et al. 1992), Elliott, Rothenberg, and Stock (1996)의 효율적 GLS 추세제거 검정, Ng and Perron (2001)의 수정 검정은 모두 배제하는데, 대칭적 양방향 필터가 적분 검정이 읽어 내는 지속성을 만들어 내고 잠재상태의 임의보행 대 상수 성격이 우도로는 점별로 식별되지 않기 때문이다 (Stock and Watson 1998; Orphanides and van Norden 2002). Bai and Perron (1998)의 수준 평균 단절 탐색 또한 수행하지 않는데, 그 점근이론은 정상 대상을 요구하며 필터로 지속화된 경로는 허위로 분할되기 때문이다 (Perron 1989).

행렬이 규정한 대체물은 평활된 계열의 속성으로 명시된 기술적 지속성 요약이다. 시차 1 자기상관은 1.001이며, 함의된 반감기는 정의되지 않는데 계수가 사실상 단위값에 놓여 있어 소박한 절차라면 임의보행으로 오독할 바로 그 값이기 때문이다. 이는 평활 경로가 얼마나 느리게 감쇠하는지를 기술할 뿐 적분 차수 주장을 담지 않는다. HLW 적재기가 매 재추정마다 상태 이력 전체를 다시 쓰므로 임의의 과거 분기에서의 평활 상태는 빈티지에 걸쳐 개정되며, 개정 크기를 정량화할 저장된 빈티지 패널은 존재하지 않는다 (Orphanides and van Norden 2002).

적분 차수는 결론이 나지 않은 검정 때문이 아니라 규정에 따라 부여하지 않는다. 시차 1 계수는 1 부근의 익숙한 하향 소표본 편의를 지니므로 반감기는 하향으로 기우는 기술적 수치이고 그 중위불편 구간은 Andrews (1993)의 격자를 따를 것이며, Ljung and Box (1978)의 포트맨토가 기록할 시차 1 자기상관은 과정에 관한 증거가 아니라 필터 이득의 산물이다. 모형이 함의하는 내용은 발견이 아니라 가정으로서 정직한 것으로, 곧 추세성장의 임의보행 상태방정식과 모형이 Stock and Watson (1998)의 방법으로 고정하는 중위불편 신호대잡음비이며, 이것이 바로 위의 1 부근 지속성을 추정된 적분 차수가 아니라 평활기의 것으로 읽어야 하는 이유이다.

## 자주 묻는 질문

### 잠재성장률과 산출갭은 각각 무엇입니까?

하나는 경기순환 변동을 제외하고 경제가 지속적으로 달성할 수 있는 잠재산출의 추세 성장률이고, 다른 하나는 실제 산출이 그 잠재 수준에서 얼마나 벗어났는지를 나타내는 산출갭입니다.

### 산출갭 추정치는 왜 불확실합니까?

잠재산출은 관측되지 않는 상태변수이므로 갭은 측정값과 추정값의 차이입니다. 잠재산출 추정치는 이후 자료가 들어오면 크게 개정되며, 가장 최근 구간의 갭이 가장 불확실합니다.

### 산출갭이 양수이면 경기 과열입니까?

그 자체만으로는 아닙니다. 양의 갭은 통상 수요가 공급능력을 앞선 상태로 읽히지만 추정 불확실성이 넓으므로, 물가와 노동시장의 직접 증거와 함께 판단해야 합니다.