미국 실효 연방기금금리

USEFFR은 준비금의 무담보 익일물 대차에 적용되는 실효금리를 아무런 변환 없이 그대로 기록한 원계열이며, 체결된 거래에서 성립한 금리를 거래금액으로 가중하여 하나의 일별 수치로 요약한 연율 백분율이다.

따라서 이 금리는 선택되어 공표되는 수준이 아니라 거래에서 측정되는 시장의 결과이다. 그 일별 결정은 지준 적립 구조와 유동성 효과를 포함한 지준시장의 청산을 반영하며(Hamilton 1996), 구성 대차는 개별 거래 단위에서 식별되고 가중되는데 바로 이것이 체결 금리의 거래금액 가중 요약을 측정 가능한 대상으로 만든다(Furfine 1999). 이렇게 측정되는 것은 현재 소득과 미래 소득을 등치시키는 가격으로서의 이자율이다(Fisher 1930).

이 금리를 감싸고 유도하는 관리형 설정은 별개의 대상이다. 공표되는 운용목표 범위의 두 경계는 USFFUPPER와 USFFLOWER로, 준비금 부리금리는 USIORB로 제공되며, 공개시장운영과 상시대출제도로 익일물 금리를 회랑 안의 목표 쪽으로 유도하는 방식은 운영 절차 문헌이 다룬다(Bartolini, Bertola, and Prati 2002; Bindseil 2004; Borio 1997).

담보부 익일물 조달시장은 담보가 특별히 희소할 때 일반 수준 아래로 내려가는 별개의 시장이며, 그 금리를 KRED는 USSOFR로 제공한다(Duffie 1996). 이 플랫폼이 그러한 금리들 사이에서 공표하는 스프레드는 그 자체로 별개의 계열이며, 여기서는 어떠한 스프레드도 산출하지 않는다.

기간구조의 관점에서 이 금리는 최단 만기점이며 장기 수익률을 미래 단기금리 기대와 프리미엄으로 분해하는 출발점이다(Hicks 1939). 그 호가는 금리를 현금흐름 시점과 잇는 만기수익률 관행을 따르는데 익일물 만기에서 그 시점은 하루로 수렴하며(Macaulay 1938), 이 기준점 위에서 무이표 곡선이 이표채 가격으로부터 복원되어 간결한 모수형과 일별 곡선 구축으로 표현된다(McCulloch 1971; Nelson and Siegel 1987; Gürkaynak, Sack, and Wright 2007). 이러한 구성은 USEFFR 자체에는 적용되지 않으며, USEFFR은 기록된 수준 그대로 유지된다.

KRED는 USEFFR에 어떠한 변환도 가하지 않고 기록된 그대로 금리를 저장하며, 재척도화·디플레이트·평활화·연율화 어느 것도 수행하지 않는다. 따라서 방법론은 그러한 거래 기반 익일물 금리가 존재하게 되는 측정 기반 그 자체일 뿐이다.

그 기반은 개별 무담보 익일물 대차를 식별하여 하나의 일별 수치로 집계하는 일이며, 체결된 각 거래가 자신의 금리를 금액만큼의 비중으로 기여한다(Furfine 1999). 그렇게 측정된 금리의 일별 수준이 지준시장의 청산을 반영하고(Hamilton 1996), 각 구성 금리는 가격을 연율 수익으로 사상하는 단순 머니마켓 관행으로 호가되며(Macaulay 1938), 금리를 그것이 적용되는 잔액으로 가중하는 것은 그러한 집계를 잘 정의된 대상으로 만드는 지수이론의 조작이다(Diewert 1976).

이 금리가 운용목표의 준거이므로 그 기록된 경로에는 회랑 안에서 수행되는 일별 유동성 운영과 그것을 감싸는 관리형 설정이 반영되어 있다(Bartolini, Bertola, and Prati 2002; Bindseil 2004; Borio 1997).

이 금리는 담보 희소성에 반응하는 담보부 조달금리와 구별되며, 이 구분은 원계열에 그대로 보존된다(Duffie 1996).

동일하게 기록된 이 익일물 금리는 이표채 가격에서 무이표 금리와 선도금리를 복원하는 할인함수·기간구조 추정기의 단기 구간 입력으로도 쓰인다. 그러한 추정기는 삼차 스플라인과 그 과세조정, 지수 스플라인, 간결하거나 확장된 모수형, 오늘날 표준이 된 일별 곡선 구축으로 구현되어 서로 비교되어 왔고, 이렇게 얻은 기간구조가 듀레이션 측정으로 이어진다(McCulloch 1971, 1975; Vasicek and Fong 1982; Nelson and Siegel 1987; Svensson 1994; Gürkaynak, Sack, and Wright 2007; Bliss 1997; Fisher and Weil 1971). 이러한 구성은 USEFFR 자체에는 적용되지 않으며, USEFFR은 기록된 수준 그대로 유지된다.

실효 익일물 금리는 통화정책 실행이 겨냥하는 결과이자 공표된 범위가 감싸고 관리금리가 유도하는 대상이며, 그 일별 결정은 익일물 시장에서의 준비금 수급을 반영하고 개별 거래 단위에서 읽힌다(Hamilton 1996; Furfine 1999).

이를 상시대출 회랑 안으로 유도하는 일이 운영상의 과제이며, 그 과제는 운용목표 이론과 운영 절차 개관이 기술한다(Bartolini, Bertola, and Prati 2002; Bindseil 2004; Borio 1997). 따라서 이 금리가 공표된 경계에 대해 어디에 자리하는지는 그 자체가 정책 결정이 아니라 지준 여건에 관한 정보로 읽힌다.

이 금리가 놓인 무담보와 담보부의 구분은 KRED가 한국에 대하여 KRCALLKOFR로 재는 것과 같은 구분이고, 관리금리에서 담보부 금리를 뺀 격차는 KRRESV로 제공되는 세 번째 대상이며, USEFFR은 그 어느 스프레드도 아니고 여기서는 어떠한 스프레드도 산출하지 않는다(Duffie 1996). 이자율로서 이 계열은 가장 짧은 지평에서 현재 소득과 미래 소득을 등치시키는 가격이다(Fisher 1930).

현재 수준과 그 예상 경로는 기대와 프리미엄의 분해를 통해 기간구조 전체를 움직이므로(Hicks 1939), 그 경제적 영향력은 익일물 시장을 넘어 만기수익률 관행에서 스플라인·모수형 복원을 거쳐 일별 곡선 구축에 이르는 측정된 수익률곡선 전반에 미친다(Macaulay 1938; McCulloch 1971; Nelson and Siegel 1987; Svensson 1994; Gürkaynak, Sack, and Wright 2007).

가치평가에서 실효 익일물 금리는 가장 짧은 지평의 무담보 자금조달이자 변동금리 준거이므로, 레버리지 포지션의 캐리와 익일물지수스왑의 변동측에 들어간다. 체결된 거래에서 형성되고 거래 단위에서 측정된다는 점이 이 금리를 결제 준거로 쓸 수 있게 하며(Hamilton 1996; Furfine 1999), 담보부 조달금리는 같은 자금이 배분되는 담보부 대안이다(Duffie 1996).

자금조달 결정이 만드는 금리 익스포저는 수익률을 현금흐름 시점에 사상하는 듀레이션 개념과 면역화의 토대를 이루는 기간구조 듀레이션으로 요약된다(Macaulay 1938; Fisher and Weil 1971).

할인과 헤지는 이 익일물 기준점에서 바깥으로 구축된 완전한 무이표 기간구조를 요구하며, 그 기간구조는 스플라인과 그 과세조정, 지수 스플라인, 모수형과 확장 모수형, 일별 곡선 구축으로 표현되고 그 구축법이 서로 비교되어 왔다(McCulloch 1971, 1975; Vasicek and Fong 1982; Nelson and Siegel 1987; Svensson 1994; Gürkaynak, Sack, and Wright 2007; Bliss 1997).

헤지와 상대가치 데스크는 이 수준을 그것을 감싸는 공표 경계와 그것을 유도하는 회랑 기제에 비추어 읽으며, 하나는 거래에서 측정되고 다른 하나는 선택되어 공표되므로 둘을 별개의 대상으로 다룬다(Bartolini, Bertola, and Prati 2002; Bindseil 2004).

USEFFR는 체결된 익일물 무담보 자금거래에서 성립한 금리를 거래금액으로 가중해 요약한 실효금리로, 행정적으로 고시되는 목표범위의 한도와 달리 실제 체결된 거래에서 만들어진다. 2000-07-03부터 2026-07-24까지 6543개 일별 관측치를 추세 없이 상수만 두어 적합하면, 단위근 검정군은 이 수준이 1차 적분 계열임에 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 = 0.1793에서 단위근을 기각하지 못하고, 비모수적인 Phillips and Perron (1988) 검정도 p = 0.1299로 동조하며, Kwiatkowski et al. (1992)의 정상성 검정은 수준정상 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 판독에는 필요하지 않다. 결정적 항으로 상수만 둔 것은 추세 사전검정이 이 계열에 추세를 두지 않도록 정했기 때문이며, 곡선의 만기별 계열과 달리 KPSS의 귀무가설도 추세정상이 아니라 수준정상이다.

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 다중 구조변화 절차를 Bai and Perron (2003)의 동적계획 알고리즘으로 계산하면 차분된 금리의 평균에서 변화점이 발견되지 않으며, 이는 Andrews (1993)의 모수 불안정성 추론과 부합한다. Ljung and Box (1978)의 포트맨토 통계량은 Box and Pierce (1970)의 원형을 정련한 것으로 1차 차분에 대해 계산되어 시차 10과 20에서 백색잡음 귀무가설을 기각하며 Q = 289.317과 Q = 311.845, p = 0.000과 p = 0.000이다. Escanciano and Lobato (2009)의 자동 포트맨토 검정은 통계량 0.901316, p = 0.342429로 5% 수준에서 백색잡음 귀무가설을 기각하지 못한다.

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).