미국 담보부 익일물 조달금리 SOFR

USSOFR은 공표된 담보부 익일물 조달금리를 아무런 변환 없이 그대로 기록한 원계열이며, 국채를 담보로 한 익일물 환매조건부 거래에서 체결된 금리를 거래금액으로 가중하여 하나의 일별 수치로 요약한 연율 백분율이다.

이 금리가 측정하는 대상은 담보부 조달금리로서, 담보가 희소하게 거래될 때 일반 무위험금리보다 낮게 형성되는 레포 금리의 개념적 정의를 따른다(Duffie 1996). 같은 익일물 만기점에는 무담보 은행 간 금리가 나란히 존재하며, 이 무담보 금리는 지준시장의 일별 청산과 개별 거래 단위에서 측정되므로 담보부 금리와 개념적으로 구별된다(Hamilton 1996; Furfine 1999).

기간구조의 관점에서 이 금리는 최단 만기점이며, 장기금리를 미래 단기금리 기대와 프리미엄으로 분해하는 출발점이 된다(Hicks 1939). 그 호가는 현금흐름 시점과 연결된 만기수익률 관행을 따르는데, 익일물 시계에서 그 시점은 하루로 수렴한다(Macaulay 1938). 이 기준점 위에서 할인함수와 무이표 곡선이 이표채 가격으로부터 복원되고 간결한 모수형과 일별 곡선 구축으로 표현된다(McCulloch 1971; Nelson and Siegel 1987; Gürkaynak, Sack, and Wright 2007).

이 금리는 위원회가 선택하여 공표하는 관리금리가 아니라 체결된 거래에서 형성되는 시장금리이며, 그 수준은 상시대출제도 회랑과 운영목표 체계 안에서 유도된다(Bindseil 2004; Borio 1997; Bartolini, Bertola, and Prati 2002).

KRED는 USSOFR에 어떠한 변환도 적용하지 않고 기록된 그대로 금리를 저장하며, 재척도화·디플레이트·평활화·연율화 어느 것도 하지 않는다. 따라서 방법론은 그러한 담보부 익일물 금리가 존재하게 되는 측정 기반 그 자체일 뿐이다.

이 수치는 국채를 담보로 체결된 익일물 환매조건부 거래 금리를 거래금액으로 가중집계한 값이며, 이는 담보가 희소할 때 일반담보 금리보다 낮아지는 담보부 조달의 측정에 해당한다(Duffie 1996). 집계는 익일물 은행 간 금리를 대상으로 개발된 거래단위 식별과 거래금액 가중의 논리를 따르고(Furfine 1999; Hamilton 1996), 각 구성 금리는 가격을 연율 수익으로 사상하는 단순 머니마켓 만기수익률 관행으로 호가된다(Macaulay 1938).

익일물 금리가 운영목표의 준거이므로 그 기록된 경로는 회랑 안에서 수행되는 일별 유동성 관리 운영을 반영한다(Bindseil 2004; Borio 1997; Bartolini, Bertola, and Prati 2002).

동일하게 기록된 이 익일물 금리는 이표채 가격에서 금리와 선도금리를 복원하는 할인함수·무이표 기간구조 추정기의 단기 구간 입력으로 쓰인다. 그러한 추정기는 3차 또는 지수 스플라인, 간결하거나 확장된 모수형, 오늘날 표준이 된 일별 곡선 구축으로 구현되며 서로 비교되어 왔고, 이렇게 얻은 무이표 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 USSOFR 자체에는 적용되지 않으며, USSOFR은 기록된 수준 그대로 유지된다.

담보부 익일물 금리는 통화정책 이행이 준거로 삼는 최단 만기 금리이며, 유동성 운영이 상시대출제도 회랑 안에서 정책 설정 부근에 묶어두는 대상이다(Bindseil 2004; Borio 1997; Bartolini, Bertola, and Prati 2002). 그 일별 결정은 익일물 시장의 지급준비 공급·수요 여건을 반영하며, 그 미시구조는 거래단위 활동에서 읽힌다(Hamilton 1996; Furfine 1999).

담보부 금리가 일반담보 수준에서 이탈하는 것은 담보 희소성과 레포 스페셜의 신호이다(Duffie 1996). 같은 논리로 이 금리와 준비금에 지급되는 관리금리의 격차는 준비금이 풍부한지 빠듯한지를 요약하며, KRED가 공표하는 준비금 여건 스프레드가 바로 그 차이를 취한 것이다.

최단 만기이기에 이 금리는 자신을 장기금리와 연결하는 기대·프리미엄 분해의 기준점이 되고(Hicks 1939), 측정된 수익률곡선의 단기 구간 극한을 이룬다(Macaulay 1938; McCulloch 1971; Nelson and Siegel 1987; Svensson 1994; Gürkaynak, Sack, and Wright 2007).

가치평가에서 이 금리는 담보부 익일물 할인 및 변동금리 기준지표이므로, 고정수익 현금흐름에 적용되는 할인계수와 익일물지수스왑의 변동측 기초가 된다. 이 금리가 측정하는 레포 금리는 채권 포지션의 담보부 조달에 드는 실제 비용이며, 희소한 담보에서는 그 금리가 낮아진다(Duffie 1996). 동일한 익일물 금리는 듀레이션으로 요약되는 금리 익스포저를 지닌 레버리지 포지션의 캐리를 결정한다(Macaulay 1938; Fisher and Weil 1971).

할인과 면역화는 모두 이 익일물 기준점에서 바깥으로 구축된 완전한 무이표 기간구조를 요구하며, 그 기간구조는 스플라인과 모수형 및 선도금리 곡선으로 표현되고 그 구축법이 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 그 수준을 이를 묶어두는 정책 회랑에 비추어 읽고(Bindseil 2004; Bartolini, Bertola, and Prati 2002), 그 미시구조를 병행하는 무담보 익일물 금리에 비추어 읽는다(Hamilton 1996; Furfine 1999).

2018-04-03부터 2026-06-09까지 2,044개 일별 관측치를 상수와 추세를 두어 적합하면, 단위근 검정군은 담보부 익일물 조달금리의 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 = 0.9617에서 단위근을 기각하지 못하고, 비모수적인 Phillips and Perron (1988) 검정도 p = 0.945로 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 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 = 189.40과 Q = 193.83, p = 0.000과 p = 0.000이고, Escanciano and Lobato (2009)의 자동 포트맨토 검정은 통계량 0.56, p = 0.456으로 추가적인 의존을 감지하지 않는다.

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).