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ticker: "USTRGDP"
title: "미국 잠재산출 추세성장률"
unit: "%"
frequency: "분기별"
source: "Holston, Laubach, and Williams (2023); Laubach and Williams (2003)"
release: "분기별 산출"
category: "금리"
country: "US"
language: "ko"
canonical: "https://kred.dev/ko/series/USTRGDP"
license: "https://creativecommons.org/licenses/by-nc-nd/4.0/"
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latest_date: "2026-06-30"
first_date: "1961-03-31"
observations_total: 262
observations_shown: 120
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# 미국 잠재산출 추세성장률

## 개요

산출이 자연수준에 있고 물가가 안정된 상태와 양립하는 실질 단기금리를 분기 상태공간 모형으로 추정하고, 같은 모형이 내놓는 잠재산출 추세성장률·산출갭·실질금리갭을 함께 싣습니다.

## 주요 수치

|  | 값 | 날짜 |
|---|---|---|
| 최신값 | 2.49 | 2026-06-30 |
| 직전 대비 | 0.00 | 2026-03-31 |
| 1년 전 대비 | -0.05 | 2025-06-30 |
| 수록 기간 내 최고 | 5.15 | 1961-06-30 |
| 수록 기간 내 최저 | 1.27 | 2012-12-31 |
| 수록 기간 | 1961-03-31 – 2026-06-30 |  |
| 관측치 수 | 262 |  |

## 최근 관측치

| 날짜 | 값 | 변화 |
|---|---|---|
| 1996-09-30 | 2.91 | +0.01 |
| 1996-12-31 | 2.96 | +0.05 |
| 1997-03-31 | 2.96 | -0.01 |
| 1997-06-30 | 3.14 | +0.19 |
| 1997-09-30 | 3.23 | +0.09 |
| 1997-12-31 | 3.23 | 0.00 |
| 1998-03-31 | 3.28 | +0.05 |
| 1998-06-30 | 3.32 | +0.04 |
| 1998-09-30 | 3.42 | +0.10 |
| 1998-12-31 | 3.57 | +0.15 |
| 1999-03-31 | 3.57 | 0.00 |
| 1999-06-30 | 3.55 | -0.01 |
| 1999-09-30 | 3.65 | +0.09 |
| 1999-12-31 | 3.77 | +0.12 |
| 2000-03-31 | 3.63 | -0.13 |
| 2000-06-30 | 3.86 | +0.22 |
| 2000-09-30 | 3.67 | -0.18 |
| 2000-12-31 | 3.67 | 0.00 |
| 2001-03-31 | 3.47 | -0.20 |
| 2001-06-30 | 3.51 | +0.05 |
| 2001-09-30 | 3.30 | -0.21 |
| 2001-12-31 | 3.21 | -0.09 |
| 2002-03-31 | 3.22 | +0.01 |
| 2002-06-30 | 3.11 | -0.11 |
| 2002-09-30 | 2.98 | -0.13 |
| 2002-12-31 | 2.82 | -0.15 |
| 2003-03-31 | 2.76 | -0.06 |
| 2003-06-30 | 2.75 | -0.01 |
| 2003-09-30 | 2.86 | +0.11 |
| 2003-12-31 | 2.85 | -0.01 |
| 2004-03-31 | 2.73 | -0.11 |
| 2004-06-30 | 2.70 | -0.03 |
| 2004-09-30 | 2.72 | +0.02 |
| 2004-12-31 | 2.73 | +0.01 |
| 2005-03-31 | 2.75 | +0.03 |
| 2005-06-30 | 2.70 | -0.06 |
| 2005-09-30 | 2.73 | +0.03 |
| 2005-12-31 | 2.69 | -0.04 |
| 2006-03-31 | 2.85 | +0.15 |
| 2006-06-30 | 2.74 | -0.11 |
| 2006-09-30 | 2.70 | -0.04 |
| 2006-12-31 | 2.81 | +0.11 |
| 2007-03-31 | 2.74 | -0.06 |
| 2007-06-30 | 2.80 | +0.05 |
| 2007-09-30 | 2.80 | +0.01 |
| 2007-12-31 | 2.81 | 0.00 |
| 2008-03-31 | 2.62 | -0.19 |
| 2008-06-30 | 2.67 | +0.04 |
| 2008-09-30 | 2.42 | -0.24 |
| 2008-12-31 | 1.94 | -0.48 |
| 2009-03-31 | 1.70 | -0.23 |
| 2009-06-30 | 1.59 | -0.11 |
| 2009-09-30 | 1.56 | -0.03 |
| 2009-12-31 | 1.61 | +0.05 |
| 2010-03-31 | 1.55 | -0.06 |
| 2010-06-30 | 1.59 | +0.04 |
| 2010-09-30 | 1.59 | -0.01 |
| 2010-12-31 | 1.53 | -0.06 |
| 2011-03-31 | 1.34 | -0.18 |
| 2011-06-30 | 1.38 | +0.04 |
| 2011-09-30 | 1.28 | -0.11 |
| 2011-12-31 | 1.42 | +0.14 |
| 2012-03-31 | 1.43 | +0.01 |
| 2012-06-30 | 1.40 | -0.03 |
| 2012-09-30 | 1.33 | -0.07 |
| 2012-12-31 | 1.27 | -0.07 |
| 2013-03-31 | 1.39 | +0.12 |
| 2013-06-30 | 1.35 | -0.05 |
| 2013-09-30 | 1.42 | +0.08 |
| 2013-12-31 | 1.49 | +0.06 |
| 2014-03-31 | 1.32 | -0.16 |
| 2014-06-30 | 1.51 | +0.19 |
| 2014-09-30 | 1.64 | +0.13 |
| 2014-12-31 | 1.62 | -0.02 |
| 2015-03-31 | 1.71 | +0.09 |
| 2015-06-30 | 1.71 | 0.00 |
| 2015-09-30 | 1.70 | -0.01 |
| 2015-12-31 | 1.67 | -0.03 |
| 2016-03-31 | 1.70 | +0.04 |
| 2016-06-30 | 1.68 | -0.03 |
| 2016-09-30 | 1.75 | +0.07 |
| 2016-12-31 | 1.77 | +0.02 |
| 2017-03-31 | 1.77 | 0.00 |
| 2017-06-30 | 1.80 | +0.03 |
| 2017-09-30 | 1.88 | +0.07 |
| 2017-12-31 | 1.99 | +0.11 |
| 2018-03-31 | 2.02 | +0.03 |
| 2018-06-30 | 2.03 | +0.01 |
| 2018-09-30 | 2.08 | +0.06 |
| 2018-12-31 | 2.02 | -0.06 |
| 2019-03-31 | 2.09 | +0.07 |
| 2019-06-30 | 2.17 | +0.08 |
| 2019-09-30 | 2.31 | +0.14 |
| 2019-12-31 | 2.33 | +0.02 |
| 2020-03-31 | 2.32 | -0.01 |
| 2020-06-30 | 2.30 | -0.02 |
| 2020-09-30 | 2.35 | +0.05 |
| 2020-12-31 | 2.33 | -0.01 |
| 2021-03-31 | 2.38 | +0.05 |
| 2021-06-30 | 2.32 | -0.06 |
| 2021-09-30 | 2.31 | -0.01 |
| 2021-12-31 | 2.50 | +0.19 |
| 2022-03-31 | 2.25 | -0.25 |
| 2022-06-30 | 2.11 | -0.14 |
| 2022-09-30 | 2.19 | +0.08 |
| 2022-12-31 | 2.22 | +0.03 |
| 2023-03-31 | 2.25 | +0.03 |
| 2023-06-30 | 2.24 | -0.01 |
| 2023-09-30 | 2.43 | +0.20 |
| 2023-12-31 | 2.48 | +0.04 |
| 2024-03-31 | 2.38 | -0.10 |
| 2024-06-30 | 2.47 | +0.09 |
| 2024-09-30 | 2.50 | +0.03 |
| 2024-12-31 | 2.48 | -0.02 |
| 2025-03-31 | 2.41 | -0.06 |
| 2025-06-30 | 2.54 | +0.13 |
| 2025-09-30 | 2.61 | +0.07 |
| 2025-12-31 | 2.49 | -0.12 |
| 2026-03-31 | 2.49 | 0.00 |
| 2026-06-30 | 2.49 | 0.00 |

## 정의

USNR은 산출이 자연수준에 있고 물가가 안정된 상태와 양립하는 실질 단기금리, 곧 자연이자율이다. 같은 모형이 잠재산출 추세성장률을 USTRGDP로, 산출갭을 USGDPGAP으로, 실질금리갭을 USRRGAP으로 내놓으므로 네 계열은 하나의 분기 상태공간 모형이 지닌 상태다. 자연이자율은 추세성장률에 계수를 곱한 값과 또 하나의 완만한 성분을 더해 얻고 그 계수는 1로 묶지 않고 추정하므로, 수준은 이를 떠받치는 모형과 함께서만 식별된다 (Laubach and Williams 2003; Holston, Laubach, and Williams 2017; Holston, Laubach, and Williams 2023). KRED는 이 모형을 3단계로 직접 추정하고 투입자료도 직접 수집한 빈티지를 쓰므로, 이 페이지가 싣는 값은 KRED 자신의 추정치이지 누가 공표한 추정치가 아니며 관측된 자료도 아니다.

공표하는 이력은 필터링한 일방향 경로여서 각 분기의 값은 추정된 모형 안에서 그 분기까지 들어온 정보만 쓴다. 필터가 돌아가는 모수를 전 표본에서 추정하므로 실시간 계열이 아니고, 매 시점을 전 표본으로 되읽는 양방향 평활 짝이 과거를 더 잘 설명하면서도 공개하지 않는 값이므로 과거에 대한 최선의 추정치가 아니다. 두 경로의 차이는 반올림으로 덮이는 크기가 아닌데, 추정에 쓰인 261개 분기에서 일방향 자연이자율과 양방향 자연이자율이 평균 0.642 %포인트, 최대 2.027 %포인트 벌어지고 그 최대치가 2007-12-31에 나타나기 때문이다. Orphanides and van Norden (2002)이 이런 추세·갭 추정치의 개정 폭으로 보고한 크기가 바로 이 정도다.

수준에는 넓은 밴드가 따라붙는다. Hamilton (1986)의 몬테카를로 절차로 구한 표준오차는 자연이자율의 경우 표본 평균 1.2012 %포인트, 최종 관측 시점 1.5715 %포인트이고, 추세성장률의 경우 같은 두 값이 0.4037 %포인트와 0.5752 %포인트다. 이 정도 폭은 독자가 해석하고 싶어 할 움직임 대부분보다 넓으므로 여기서 어떤 수준도 정확한 값으로 읽지 않으며 두 분기를 이 밴드 없이 맞세우지 않는다.

저자들이 공표한 추정치와 견주면 KRED의 자연이자율은 공통 분기에서 최대 0.0612 %포인트, 평균 0.0217 %포인트 안에 들어온다. 이는 비교를 돌리기 전에 고정해 둔 0.50 %포인트 허용오차에 대고 잰 값이다. 따라서 이 추정치는 논문이 사양 불확실성에 대해 스스로 밝힌 50베이시스포인트 진술의 범위 안에서 공표 계열을 복원하며, 이는 일치에 관한 진술이지 두 값이 같은 숫자라는 주장이 아니다. 남은 차이의 일부는 추정 차이가 아니라 빈티지 효과인데, 같은 코드를 두 투입 빈티지에 돌리면 자연이자율이 평균 0.005 %포인트, 최대 0.034 %포인트 움직이기 때문이다 (Holston, Laubach, and Williams 2023).

이 계열들이 무엇인지는 세 문장으로 닫힌다. 넷 모두 추정된 모형의 잠재상태이므로 측정값도 관측값도 누가 공표한 수치의 통과 게시도 아니며, 뒤에 놓인 투입자료 역시 저자들의 패널이 아니라 KRED가 직접 모은 빈티지다. 분해 자체는 자료가 결정해 주는 사실이 아니라 모형화 선택이며, 이는 추세와 순환을 갈라내는 작업 일반에 걸린 오래된 반론이다 (Hamilton 2018; Stock and Watson 1998; Hodrick and Prescott 1997). 그리고 추정치는 이 설계 위에서만 성립하므로, 기대 형성 규칙과 팬데믹 지표가 다른 설계로 다른 경제에 대해 만든 추정치는 다른 대상이고 그런 종류의 비교는 여기서 하지 않는다 (Taylor 1993; Fisher 1930).

## 산출방법

**(1) 모형.** 산출과 물가와 실질금리는 두 관계로 묶인다. 총수요 쪽에서 산출갭은 자신의 두 시차와 직전 두 분기 동안 실질금리가 자연이자율에서 떨어져 있던 평균 거리에 의존한다. 필립스 곡선 쪽에서 물가상승률은 자신의 한 시차와 그 앞 세 분기의 평균, 그리고 한 시차 앞선 산출갭에 의존한다. 산출의 추세 수준과 그 성장률, 그리고 또 하나의 완만한 성분은 저마다 임의보행을 따르고 추세 수준은 자신의 시차 성장률을 안고 간다. 자연이자율은 추세성장률에 계수를 곱한 값과 그 성분을 더해 되살리며, 계수는 1로 묶지 않고 추정한다 (Holston, Laubach, and Williams 2023; Laubach and Williams 2003).

**(2) 투입.** 분기 자료틀은 실질 산출의 로그, 근원 소비 물가지수의 연율화한 분기 상승률, 그리고 365일 기준으로 연율화한 명목 단기금리이며, 저자들이 지정한 초기 구간에는 정책금리 대신 할인율을 쓴다. 기대인플레이션은 당기와 과거를 아우르는 4분기 이동평균이고 실질금리는 명목 단기금리에서 그 기대치를 뺀 값이다. 투입은 모두 KRED가 자체 빈티지로 수집한다 (Holston, Laubach, and Williams 2017).

**(3) 팬데믹 항.** 팬데믹 분기는 두 장치가 떠받친다. 충격 분산은 팬데믹 세 해에 대해 따로 추정한 배율로 부풀리고 나머지 구간에서는 1에 묶는다. 외생 봉쇄강도 지표는 산출의 추세 수준을 자신에 비례해 끌어올리면서 같은 크기를 갭에서 덜어내 측정된 산출의 급락이 잠재의 하락으로만 읽히지 않게 한다. KRED는 이 지표를 커밋된 일별 봉쇄강도 참조자료에서 직접 다시 만드는데, 관측 구간 2020-01-01부터 2022-12-31까지는 역월 분기 평균을 쓰고, 2019년까지는 0에 묶는다. 관측 구간이 끝난 뒤에는 같은 폭 여덟 단계로 떨어뜨려 0에 이르게 한다. 이 재구축은 KRED의 것이며 누구에게도 돌리지 않는다. 저자들이 공표한 지표 열에 대고 재면 관측된 12개 분기 가운데 2개에서 정확히 일치하고 가장 벌어진 곳에서 3.4307만큼 갈라지며, 그 열 뒤에 놓인 봉쇄강도 파일의 빈티지는 확인되지 않았으므로 남은 차이는 손보지 않고 공시한다 (Hale et al. 2021; Lenza and Primiceri 2022).

**(4) 추정.** 3단계다. 앞의 두 단계는 추세성장률을 다스리는 신호대잡음비와 자연이자율의 둘째 성분을 다스리는 신호대잡음비를, Andrews and Ploberger (1994)의 지수형 왈드 통계량 위에 세운 Stock and Watson (1998)의 중위불편 절차로 고정한다. 임의보행 성분의 분산을 최대가능도로 추정하면 0에 쌓이기 때문이다. 셋째 단계는 저자들이 두 행태방정식 기울기에 건 부호 제약 아래 나머지 모수에 대해 가능도를 최대화하며, 상태의 초기값은 로그 산출을 강하게 평활한 추세에서 얻는다 (Hodrick and Prescott 1997). 탐색은 시드를 고정한 다출발 최적화이고, 재현성은 기록이 못 박은 Linux 플랫폼 위에서의 시드 재현성으로만 주장한다. 사전 등록한 시드마다 다시 돌려도 자연이자율은 최대 0.0000665 %포인트만 움직인다.

**(5) 필터링과 공표 경로.** 상태는 각 시점의 필터에서 읽으므로 공표 계열은 일방향 추정치이고 평활기는 손대지 않는다. 추정 표본은 1961-03-31부터 2026-03-31까지 261개 분기이며, 시작 이전 네 분기 자료는 초기화에만 쓴다. 계열을 다시 만들 때마다 모수를 다시 추정하고 그 모수로 이력 전체를 다시 쓰므로 과거 특정 시점의 값은 재구축을 건너 그대로 남지 않으며, 그 움직임의 크기를 잴 수 있는 과거 빈티지 패널은 보관하지 않는다 (Orphanides and van Norden 2002).

**(6) 표준오차.** 저자들이 추출에 건 허용 제약 아래 Hamilton (1986)의 몬테카를로 절차로 구하고, 상태 곁에 함께 저장하되 공표값을 바꾸는 데에는 쓰지 않는다. 모든 수준과 함께 인용하는 밴드가 여기서 나오며, 이런 종류의 추세·순환 분해는 우연이 아니라 구조상 그만한 밴드를 안고 간다 (Hamilton 2018; Stock and Watson 1991).

## 경제학에서의 응용

자연이자율은 실질 정책금리를 견주는 기준선이다. 실질금리가 그 아래면 완화적이고 위면 긴축적이며, 굳이 이를 추정하는 까닭은 기준선 자체가 움직이기 때문이다 (Laubach and Williams 2003; Holston, Laubach, and Williams 2017). 같은 모형이 추세성장률과 산출갭을 함께 내놓으므로 여기 네 계열은 서로 독립한 네 개의 판독이 아니라 하나의 대상을 네 자리에서 읽은 것이고, 실질금리갭 USRRGAP은 실질 정책금리가 추정된 자연이자율에서 얼마나 떨어져 있는지를 그대로 옮긴 값이다 (Fisher 1930).

Taylor (1993) 계열의 정책준칙은 자연이자율을 절편으로 삼으므로 절편이 내려가면 거기서 계산한 처방 금리가 모두 따라 내려가며, 이 계열에 쏠리는 관심의 상당 부분은 경로 자체의 성질이 아니라 그 의존 관계에서 온다. 정책 기조는 가장 짧은 만기에서 정해지고 파급은 더 긴 금리를 타고 흐르므로 비교가 이루어지는 자리는 실질 단기금리 공간에 정의한 기준선이다 (Bindseil 2004).

여기서 신뢰성은 측정의 문제가 아니라 개정의 문제다. Orphanides and van Norden (2002)은 양방향 필터로 만든 추세·갭 추정치가 자료가 쌓이면서 크게 개정되고 그 개정 폭이 추정 대상과 같은 크기에 이를 수 있음을 보였으며, 일방향 경로를 공표 대상으로 삼은 까닭도, 그럼에도 그것이 실시간 계열이 아닌 까닭도 여기에 있다. 이 표본에서 일방향과 양방향 자연이자율은 평균 0.642 %포인트, 최대 2.027 %포인트 벌어지므로 둘 사이의 선택은 표현상의 문제가 아니다.

판독을 묶는 한계가 둘 더 있다. 추정된 수준에는 표본 평균 1.2012 %포인트, 최종 관측 시점 1.5715 %포인트의 표준오차가 붙고 (Hamilton 1986) 이는 보통 논의되는 움직임에 견주어 넓으며, 팬데믹 분기는 모형이 발견한 것이 아니라 부과한 장치, 곧 부풀린 충격 분산과 외생 봉쇄강도 지표가 떠받치므로 그 구간의 추정치는 저자들이 밝히고 KRED가 구현한 선택 위에 놓인다 (Lenza and Primiceri 2022; Hale et al. 2021). 이런 추세·순환 분해가 자료가 식별해 주는 무언가를 되살리는지 자체가 논쟁 중이다 (Hamilton 2018; Stock and Watson 1998).

그래서 받쳐지지 않는 판독이 셋이다. 여기서 전환점을 짚지 않는데, 전 표본 모수에서 필터링한 경로는 당시 관찰자 앞에 놓여 있던 것이 아니기 때문이다. 예측도 내놓지 않는데, 비관측 성분이 임의보행을 따르고 임의보행은 현재 수준 너머로 자신의 미래에 대해 말하는 바가 없기 때문이다 (Andrews and Ploberger 1994). 그리고 이 페이지의 어떤 값도 다른 경제나 다른 연구 설계로 만든 추정치와의 일치나 불일치로 제시하지 않는데, 기대 형성 규칙과 팬데믹 지표가 다르면 대상이 다르기 때문이다 (Holston, Laubach, and Williams 2023).

## 금융시장에서의 응용

금리 데스크에서 추정된 자연이자율은 정책 경로의 먼 끝을 붙드는 닻이다. 순환이 끝난 뒤 단기금리가 어디에 자리 잡으리라 보는지가 긴 선도금리에 실리는 내용의 상당 부분이고, 나머지는 위험을 지는 대가로 요구하는 보상이다 (Hicks 1939). 따라서 추정치의 움직임은 어떤 근단기 호가가 아니라 선도금리가 매달리는 수준에 걸리며, 실질금리갭은 같은 비교가 단기 구간까지 내려온 형태다 (Laubach and Williams 2003).

그 쓰임에 걸리는 측정 사실이 셋이다. 이 계열은 가격이 아니라 필터링한 모형 상태이므로 수준이 사양의 가정을 안고 가며, 같은 추세를 달리 식별하면 다른 수준이 나온다 (Hamilton 2018; Stock and Watson 1998). 모형을 다시 추정할 때마다 이력이 다시 쓰이므로 오늘의 경로를 과거 각 시점에 보이던 값으로 간주한 백테스트는 데스크가 실제로 행동할 수 있었던 바를 과대평가하며, 그 재작성의 크기를 잴 수 있는 과거 빈티지 패널은 보관하지 않는다 (Orphanides and van Norden 2002). 그리고 최종 관측 시점 표준오차는 1.5715 %포인트로 (Hamilton 1986) 보통 포지션 판단이 기대는 움직임보다 크다.

이 판독으로 세운 견해는 추정치가 아니라 수익률곡선을 통해 표현한다. 네 계열 가운데 어느 것도 상품이 아니기 때문이다. 익스포저는 금리 변화를 가격 변화로 옮기는 듀레이션으로 재고 기간구조 전체에 정의한 면역화로 관리하며 (Macaulay 1938; Fisher and Weil 1971), 할인에 쓰는 곡선 자체가 적합된 구성물이라 포지션은 그 곡선의 적합 관행까지 물려받는다 (Nelson and Siegel 1987; Svensson 1994; Gürkaynak, Sack, and Wright 2007).

배제되는 쓰임이 둘이다. 실질금리갭만 놓고 문턱을 읽는 방식은 받쳐지지 않는데, 그 문턱을 정의할 자연이자율 둘레에 1 %포인트를 훌쩍 넘는 밴드가 앉아 있기 때문이다. 그리고 이 계열은 시장이 매기는 가격의 대체물이 아닌데, 이를 바탕으로 세운 정책준칙은 논의를 위한 기준선이지 누군가 따르기로 한 경로가 아니기 때문이다 (Taylor 1993; Holston, Laubach, and Williams 2017).

## 통계적 검정

USTRGDP는 분기 비관측성분 모형의 일방향 칼만 필터링 추세성장률 상태이며 양방향 평활 경로가 아니다. 따라서 통계적 대상은 그 필터링된 계열의 지속성 요약이지 자료의 적분 차수가 아니다. 상태의 적분 차수는 추정되는 것이 아니라 임의보행 상태방정식이 부과하며, 정상상태의 일방향 필터는 가능도를 최대화하기 전에 고정한 신호대잡음비가 이득을 정하는 지수가중 일방향 평균이어서 그 이득이 경로의 자기상관을 지배한다.

Dickey and Fuller (1979)의 증강 회귀와 비모수적인 Phillips and Perron (1988) 검정, 그리고 Kwiatkowski et al. (1992)의 KPSS 정상성 검정은 이 경로에 대해 의도적으로 수행하지 않았는데, 이들의 판정은 모형이 피하려고 세운 바로 그 추론을 다시 들여오기 때문이며 신호대잡음비는 Andrews and Ploberger (1994)의 지수형 왈드 통계량 위에 세운 Stock and Watson (1998)의 중위불편 절차로 이미 고정되어 있다. Elliott, Rothenberg, and Stock (1996)의 GLS 추세제거 상향과 Ng and Perron (2001)의 수정 통계량 묶음도 같은 이유로 수행하지 않았는데, 둘 다 이 아키타입이 취하지 않는 적분 판독을 확인해 줄 뿐이기 때문이다. 수준에 대한 Bai and Perron (1998)의 구조변화 탐색도 마찬가지로 수행하지 않았는데, 필터링된 잠재상태의 평균에 생긴 변화는 경제의 변화가 아니라 투입에 대한 필터의 반응을 비추기 때문이다 (Perron 1989). Ljung and Box (1978)의 수준 포트맨토도 여기서는 적용하지 않는데, 필터링된 경로에서 그것은 자료생성과정에 대한 증거가 아니라 필터의 이득을 읽기 때문이다.

그 자리에 매트릭스가 지정하는 것은 서술적 지속성 요약과 개정에 관한 진술이다. 1961-03-31부터 2026-03-31까지 261개 분기에서 필터링된 계열의 1차 자기회귀 계수는 0.9783이고 함의된 반감기는 31.5949 분기인데, 이는 적분 차수가 아니라 필터링된 계열의 성질로 보고하며 자기회귀 계수가 1에 가까운 표본에서 생기는 소표본 하향 편의를 감안해 읽는다 (Andrews 1993). 개정 셀은 계열을 다시 만들 때마다 시드를 고정한 다출발 탐색으로 모수를 다시 추정하고 전량 교체 적재로 이력 전체를 다시 쓴다는 사실을 기록하므로, 과거 특정 시점의 값은 재구축을 건너 움직이며 그 움직임의 크기를 잴 수 있는 과거 빈티지 패널은 존재하지 않는다 (Orphanides and van Norden 2002).

함의가 아니라 명시하는 한계가 셋이다. 이 계열에는 적분 차수를 부여하지 않는데 이는 검정이 결론을 못 내서가 아니라 판정에 따른 것이므로, 여기의 어떤 것도 이 계열이 확률적 추세를 지니거나 지니지 않는다는 증거가 아니다 (Hamilton 2018). 공표 경로는 일방향이지만 실시간 추정치는 아니다. 필터에 쓰는 모수를 전 표본에서 추정하므로 Orphanides and van Norden (2002)의 분류로는 준최종 추정치이기 때문이다. 이 경로에서 전환점을 짚지도 않는다. 그리고 빈도는 분기이므로 위의 반감기는 분기 단위로 잰 값이며 다른 빈도에서 잰 반감기와 견줄 수 없다 (Holston, Laubach, and Williams 2023; Laubach and Williams 2003; Hamilton 1986; Taylor 1993).

## 자주 묻는 질문

### 자연이자율은 무엇을 가리킵니까?

산출이 자연수준에 있고 물가가 안정된 상태와 양립하는 실질 단기금리를 가리킵니다. 직접 관측되는 값이 아니어서 모형의 숨은 상태로 다루며, 이를 끌고 가는 경제의 추세성장률과 함께 추정합니다.

### 공표하는 이력이 일방향 추정치인 까닭은 무엇입니까?

모든 시점이 추정된 모형 안에서 그 분기까지 들어온 정보만 쓰기 때문입니다. 매 시점을 전 표본으로 되읽는 짝 추정치가 과거를 더 잘 설명하지만 여기서는 공개하지 않으므로, 이 페이지가 보여 주는 값은 둘 가운데 더 보수적인 쪽이며 과거에 대한 최선의 판독은 아닙니다.

### 추정치에는 얼마나 큰 불확실성이 따릅니까?

상당히 큽니다. 수준 둘레의 밴드가 독자가 해석하고 싶어 할 움직임 대부분보다 넓으므로, 수준은 그 밴드와 함께 읽고 이웃한 두 분기를 밴드 없이 서로 다르다고 보지 않습니다.