미국 준비금 부리금리 IORB

USIORB는 공표된 준비금 부리금리를 가공·필터링·보간 없이 그대로 옮겨 기록한 원계열이며, 통화당국이 중앙은행에 예치된 준비금 잔액에 지급하기로 결정하여 연율 백분율로 공표하는 관리금리이다. 이 값은 KRED의 추정치가 아니라 결정되어 공표된 수준 그 자체이다.

이 금리는 시장청산 가격이 아니라 운영목표 체계 안에서 선택되는 통제 수준이며, 그 작동 원리는 운영목표와 상시대출제도 회랑의 이론으로 정리되어 있다(Bindseil 2004; Borio 1997). 충분한 준비금이 존재하는 체제에서 이 금리는 익일물 금리가 그 아래로 내려가지 않게 하는 하한으로 작동하며, 회랑 안에서 일별 익일물 금리를 고정한다(Bartolini, Bertola, and Prati 2002).

이 금리가 겨냥하는 익일물 시장은 무담보 은행 간 대차와 담보부 환매조건부 거래로 나뉘고, 각각은 일별 청산과 개별 거래 단위에서 측정되거나 담보 희소성에 반응하는 조달금리로 정의된다(Hamilton 1996; Furfine 1999; Duffie 1996). 이 관리금리에서 담보부 익일물 금리를 차감한 차이가 KRED가 공표하는 준비금 여건 스프레드의 한 축이며, 여기서는 그 축을 원계열 그대로 제공한다.

기간구조의 관점에서 이 금리는 현재의 관리형 단기금리이고, 그 예상 경로에 프리미엄을 더한 값이 장기 수익률을 결정한다(Hicks 1939). 그렇게 결정되는 수익률은 만기수익률 관행과 무이표 곡선 측정 전통 안에서 산출된다(Macaulay 1938; McCulloch 1971; Nelson and Siegel 1987; Gürkaynak, Sack, and Wright 2007).

이 계열은 일별 계단함수로 기록되어 결정일에만 변하고 그 밖의 날에는 평탄하다.

KRED는 USIORB에 어떠한 변환도 가하지 않으며, 재척도화·디플레이트·평활화·연율화 어느 것도 수행하지 않는다. 따라서 그 방법론은 관리형 부리금리가 존재하게 되는 측정 기반에 한정된다.

이 금리는 거래에서 형성된 평균이 아니라 정책 위원회가 선택하여 연율 백분율로 공표하는 수준이며, 이는 운영목표 구성에 해당한다(Borio 1997; Bindseil 2004). 그 수준은 공개시장운영과 상시대출제도를 통해 회랑 안에서 유지되며, 준비금이 풍부한 국면에서는 익일물 금리의 하한으로 기능한다(Bartolini, Bertola, and Prati 2002).

이 부리금리가 지배하는 익일물 금리의 일별 미시구조는 개별 거래 단위에서 측정되고(Hamilton 1996; Furfine 1999), 그 무담보 금리는 담보 희소성에 반응하는 담보부 환매조건부 금리와 구별되며 이 구분은 원계열에 그대로 보존된다(Duffie 1996).

이 단기금리를 측정된 수익률곡선 안에 자리매김하기 위하여 동일한 수준이 무이표·선도금리 구성의 참조점으로 쓰인다. 그 곡선 구성은 만기수익률 개념에서 출발하여 스플라인 복원, 모수적 적합과 그 확장, 일별 곡선 구축, 비교 평가로 이어지고 듀레이션 사상으로 마무리된다(Macaulay 1938; 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 조정은 USIORB 자체에는 적용되지 않으며, USIORB는 기록된 수준 그대로 유지된다.

준비금 부리금리는 통화당국이 준비금의 익일물 기회비용을 직접 정하는 이행 수단이며, 이 역할을 부여하는 운영목표 틀은 표준적 통화정책 운영체계 안에서 정식화되어 있다(Bindseil 2004; Borio 1997). 회랑 안에서 금리를 유도하는 것은 준비금 보유의 대가를 통제하는 일이고(Bartolini, Bertola, and Prati 2002), 준비금 공급과 이 부리금리는 함께 일별 익일물 금리를 결정하며 그 유동성 효과는 거래 단위에서 추적된다(Hamilton 1996; Furfine 1999).

준비금이 충분한 국면에서 담보부 익일물 금리는 이 관리금리 부근에 머무르지만, 담보가 희소해지면 담보부 금리가 이 하한 위로 밀려 올라간다(Duffie 1996). 따라서 이 금리를 담보부 익일물 금리와 나란히 읽는 것이 준비금이 풍부한지 빠듯한지를 판별하는 표준적 방식이며, KRED의 준비금 여건 스프레드가 그 판독을 한 수치로 요약한다.

현재의 부리금리와 그 예상 경로는 기간구조 전체를 움직이므로(Hicks 1939), 그 경제적 영향력은 익일물 시장을 넘어 측정된 수익률곡선 전반에 미친다(Macaulay 1938; McCulloch 1971; Nelson and Siegel 1987; Svensson 1994; Gürkaynak, Sack, and Wright 2007).

부리금리는 준비금을 보유할 때 확실히 얻는 수익이므로 은행 자금부서에는 익일물 자금 운용의 기준선이 되고, 이 금리와 담보부 조달금리의 차이가 준비금 보유와 담보부 대여 사이의 선택을 규정한다(Duffie 1996). 그 일별 형성과 회랑 안에서의 유도는 잘 기록되어 있다(Hamilton 1996; Furfine 1999; Bartolini, Bertola, and Prati 2002; Bindseil 2004).

가치평가에서 이 수준은 할인 곡선의 짧은 끝을 고정하므로 채권 가격결정과 금리위험 관리에 직접 들어간다. 그 통로는 수익률을 현금흐름 시점에 사상하는 듀레이션 개념과 면역화의 토대를 이루는 기간구조 듀레이션이다(Macaulay 1938; Fisher and Weil 1971).

할인과 헤지에 쓰이는 무이표·선도 곡선은 이 단기금리를 출발점으로 구축되며, 그 구성법은 스플라인과 모수형을 거쳐 일별 곡선 구축으로 이어지고 서로 비교되어 왔다(McCulloch 1971, 1975; Vasicek and Fong 1982; Nelson and Siegel 1987; Svensson 1994; Gürkaynak, Sack, and Wright 2007; Bliss 1997). 따라서 자금부서와 자산부채관리 부서는 이 금리를 캐리, 롤오버 비용, 할인계수를 산출하는 기준으로 삼는다.

2021-07-29부터 2026-06-11까지 1,779개 일별 관측치를 상수와 추세를 두어 적합하면, 단위근 검정군은 준비금 부리금리의 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 = 0.9847에서 단위근을 기각하지 못하고, 비모수적인 Phillips and Perron (1988) 검정도 p = 0.9876으로 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 이 하우스 프로토콜에서 판정이 모호한 경우에만 유보적으로 쓰이며, 이 명확한 판정에는 필요하지 않다.

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 단일 변화점이 2023-05-05에 발견되며, 이는 Andrews (1993)의 의미에서 모수 불안정성으로 읽힌다. 부리금리는 통화정책 결정 사이에 일정하게 유지되므로 그 1차 차분은 백색잡음에 가까운 성긴 점프 계열이며, Box and Pierce (1970)의 원형을 정련한 Ljung and Box (1978)의 포트맨토 통계량은 이 차분에서 시차 10의 Q = 0.07과 시차 20의 Q = 0.13, p = 1.000과 p = 1.000으로 백색잡음 귀무가설을 기각하지 못하고, Escanciano and Lobato (2009)의 자동 포트맨토 검정도 통계량 1.70, p = 0.193으로 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).