국내 기준금리 변동이 MBS(Mortgage-Backed Securities) 발행금리에 미치는 영향

본 연구는 2008년부터 2021년까지의 기간에 대해 한국주택금융공사에서 발행한 MBS를 이용하여 분석하고자 한다.²⁾ 현재 국내의 MBS는 총 3가지 방식으로 발행되고 있다. 우선, 다계층저당채권인 CMO(collateralized mortgage obligation) 방식과 모기지로부터 발생하는 조기상환 금액을 전부 투자자에게 지급하는 pass-through 방식 그리고 금융기관의 모기지를 한국주택금융공사가 양수한 후 이를 유동화하여 금융기관이 재매입하는 MBS Swap 방식이 있다.³⁾ 상기 3가지 방식 중에서 주로 CMO 방식으로 MBS 발행되고 있는 점을 감안하여 만기 및 현금흐름 구조의 특성이 상이한 pass-through와 MBS swap은 제외한다.

본 연구에 필요한 MBS 발행금리 등의 관련 자료는 한국주택금융공사에서 제공하는 주택금융 통계시스템과 유동화증권 통합 공시포털(K-MBS)을 통해 수집·가공하여 이용한다. 그리고 주택가격 등의 주택시장에 관한 자료는 한국부동산원에서 제공하는 부동산통계정보시스템 (R-ONE)을 통해 추출 및 가공하여 활용한다. 또한, 코스피지수나 주택담보대출잔액 등의 거시경제 자료는 한국은행 경제통계시스템(ECOS)에서 추출하여 사용하며, 국고채 등의 발행현황 및 순매수 현황과 같은 채권시장 자료는 이데일리에서 제공하는 금융정보 플랫폼인 본드웹 (Bondweb)을 통해 수집·가공하여 이용한다.

<표 1>은 현재 한국주택금융공사에 발행하고 있는 CMO 방식의 MBS 발행구조 예시이다. CMO 방식 MBS는 총 10개의 트렌치(9개의 선순위, 1개의 후순위)로 구성되며, 각 트렌치별 발행금리는 MBS입찰일 기준으로 과거 3영업일에 대한 동일 만기의 국고채(선순위 7년 만기는 국고채 5년, 선순위 15년 만기는 국고채 10년) 평균 금리를 기준으로 입찰금리(스프레드)를 더하여 결정되는 구조이다. 여기서 입찰금리는 가장 낮은 스프레드를 입찰한 투자자부터 낙찰되는 단일금리결정방식 (Dutch 방식)에 의해 결정되는 구조이다.⁴⁾

한편, MBS의 발행자인 한국주택금융공사가 특정 만기(트렌치)를 중도상환할 수 있는 콜 옵션(call option) 조항은 5년 만기 이후부터 부여된다. 여기서 콜 조항은 MBS 발행일 이후 3개월부터 행사가 가능하며 특정 만기에 대한 원금상환이 완료된 이후 다음 만기에 대한 콜 행사가 순차적으로 이루어지는 구조이다. 여기서 MBS의 콜 옵션 조항은 채권 발행자에게 유리한 사항이므로 투자자는 중도상환 위험에 상응하는 프리미엄을 요구하게 된다.

기준금리 변동으로 인한 MBS 발행금리 스프레드가 거시경제적 요인, 채권시장 요인 등 주로 어떠한 측면에 영향을 받는지를 분석하기 위해 기존연구를 토대로 거시경제적 또는 채권시장 특성, 주택시장과 주택담보대출시장, MBS 특성 등을 고려하고자 한다.

해외의 기존연구에서 MBS 수익률에 어떠한 영향을 미치는지 다양한 분석이 이루어진 상황이다. Brown(1999)은 미국의 회사채와 국채수익률 차이(스프레드)를 이용하고 있으며, Chernov et al. (2018)은 MBS 발행기관의 신용위험 측면에서 패니메이(Fannie Mae) 신용 스프레드 또는 시장 전반의 유동성 측면(연준의 MBS 매입금액)을 고려하고 있다. 또한, Chernov et al.(2018)은 거시경제적 측면에의 소비, 실업률, 주식시장 변동성, 연체율과 부도율 등까지 종합적으로 고려하고 있다. 추가적으로 Diep et al.(2021)은 미국의 주택가격시장 상황을 반영하기 위해 주택가격지수, 거시경제적 요인인 실질소비지출 증가율, 은행의 대출행태에 대한 요인을 반영하기 위해 주택담보대출 비중 등도 종합적으로 이용하여 MBS 수익률에 영향을 미치는 요인을 분석하고 있다.

한편, 채권의 수요변화와 이로 인한 영향에 대해 윤예지·옥기율(2014)은 안전 자산 중 하나인 채권에 자금이 몰리면 초과수요를 촉발시켜 채권 수익률이 하락한다는 결과를 보여주고 있다. 또한, 원승연·심명화(2022)는 채권시장의 수급요인이 기간프리미엄에 영향을 미쳐, 장기투자자의 순매수가 증가하면 기간프리미엄은 하락한다는 결과를 제시하고 있다. 즉, 특정 채권에 대한 수요가 증가하는 경우 해당 채권의 수익률에 일련의 영향을 미칠 개연성이 있다. 국내의 채권시장에서 MBS는 특수채(비금융)로 분류되며 국채와 함께 국내 장기채시장에서 중요한 역할을 담당하고 있는 점을 감안할 때, MBS의 발행금리 스프레드는 국고채나 여타 특수채 등의 공급(발행) 또는 투자자 수요에 일련의 영향을 받을 수 있다.

<식 1>은 본 연구에서 이용한 다중회귀모형으로 연도효과를 통제한 합동 OLS(Pooled OLS) 모형이다. <식 1>에서 종속변수는 t월의 MBS 발행금리 스프레드(가산금리)이다.⁵⁾ 거시경제적 요인은 경기선행지수변화, 코스피지수변화로써, 각각 전월 대비 당월의 코스피지수와 경기선행지수 변화 값이다.

다음으로 채권시장 특성은 국채발행액변화, 특수채발행액변화(MBS를 제외한 비금융특수채), 국채순매수비율, 특수채순매수비율(MBS 제외)이며 전월 대비 당월의 국채나 특수채 발행액 변화 또는 t월에 대한 국채와 특수채순매수 비율이다. 한편 주택시장에 관한 변수는 주택가격지수변화, 주담대잔액변화로 각각 전월 대비 당월 변화를 의미한다. 그리고 MBS 또는 MBS 기초자산 (정책모기지)과 관련된 특성은 선순위발행액변화 ∼ 연체율변화이다. 여기서 선순위발행액변화는 전월 대비 t월의 선순위 발행금액 변화이며, 월1회발행여부는 t월에 MBS가 1회만 발행되었으면 1의 값을 갖는다. 그리고 단기물발행비율은 MBS 총 발행금액 중에서 단기물(만기 3년 이하)의 발행금액 비율이며, 조기상환율변화와 연체율변화는 각각 t-2월 대비 t-1월의 변동 값이다.⁶⁾ 추가적으로 연도별 고유 효과를 통제하기 위해 연도 더미도 포함하여 MBS 스프레드에 영향을 미치는 요인을 종합적으로 검증한다.⁷⁾

<표 2>는 본 연구기간 동안에 대한 한국은행 기준금리 변경 현황이다. 2005년 10월부터 기준금리는 4개 기간에 걸쳐 총 17회 인상되었으며 평균적인 인상 폭은 25bp 수준이다. 반면, 2004년부터 총 19회에 걸쳐 기준금리가 인하되었으며 평균적인 변경폭은 각 기간별로 최소 25bp에서 최대 65bp 나타나 편차가 존재한다.

본 절에서는 <식 1>의 분석모형을 이용하여 전체기간 및 기준금리 인상·인하 기간으로 각각 구분하여 MBS 발행금리 스프레드가 거시경제적 요인, 채권시장 요인, 주택시장 요인, MBS 특성 요인 중에서 주로 어떠한 부문에 영향을 받는지에 대해 고찰한다.

<표 4>는 전체 MBS를 대상으로 MBS 발행금리 스프레드에 미치는 영향을 회귀분석한 결과이다. 모형(1)의 전체기간은 모든 분석기간이고, 모형(2)의 금리인상 기간 또는 모형(3)의 금리인하 기간은 <표 3>을 기준으로 각각의 기간을 구분하여 분석한 결과이다.⁸⁾

모형(1)의 전체기간에 대한 분석결과를 보면 경기선행지수변화 계수는 8.313의 유의한 양(+)의 값으로 나타난다. 일반적으로 경기가 호황이거나 향후 경기가 호황일 것으로 기대되는 경우 투자자들은 안전자산보다는 더 많은 투자 수익을 가져다 줄 수 있는 위험자산에 대한 선호가 증대될 가능성이 있다. 따라서 채권 성격인 MBS보다는 주식 등에 대한 투자가 증대될 수 있어 채권 가격은 약세를 보일 수 있고, 이로 인해 MBS의 발행금리 스프레드는 증대되는 것으로 추론해 볼 수 있다. 하지만 모형(2)의 금리인상 기간과 모형(3)의 금리인하 기간에서 상이한 결과를 보여, 시장금리 수준에 따른 영향은 차별적일 가능성이 있다.

다음으로 채권시장 특성에 있어 국채의 발행액 변동 또는 순매수 수준은 MBS 발행금리 스프레드에 유의적인 영향을 미치지 않는다. 하지만, 특수채순매수비율 회귀계수가 4.781의 유의적인 양(+)으로 나타나 국채순매수비율 계수와 차별적인 결과를 보인다.

만약, 특수채 시장 전반에 대한 투자자 수요가 증대되는 경우 MBS의 수요도 개선될 수 있어 MBS 발행금리 스프레드에는 긍정적 요인으로 작용할 수 있으나, 반대로 여타 특수채의 수요 증가가 증가하면 MBS 수요는 감소하여 MBS 발행금리 스프레드에 부정적인 영향을 미칠 개연성이 존재한다. 본 연구결과에 의하면 여타 특수채에 대한 순매수비율이 증가할수록 MBS 발행금리 스프레드는 증가한다. 이는 MBS를 제외한 여타 특수채에 대한 투자자들의 수요(순매수)가 증가하면 MBS에 대한 투자자 수요는 상대적으로 감소할 수 있으며, 이로 인해 MBS의 발행금리 스프레드는 증가하는 것으로 추론해 볼 수 있다. 즉, 채권시장에서 MBS를 제외한 비금융특수채의 수요 증가는 MBS에 부정적인 영향을 미치는 것으로 판단된다.

주택시장과 관련된 변수인 주담대잔액변화 계수는 6.280의 유의한 양(+)으로 나타난다. 주택담보대출에 대한 시장 수요가 확대되는 경우 공적 주택담보대출인 정책모기지에 대한 수요도 동시에 증가할 수 있으며, 이는 정책모기지를 기초자산으로 한 MBS 발행에도 영향을 미쳐 MBS 발행금액이 증가할 수 있다. 따라서 MBS 발행금액이 늘어남에 따라 발행금리 스프레드는 증가하는 것으로 사료된다. 추가적으로 MBS 특성에 있어 월1회 발행하는 경우 발행금리 스프레드가 증가하며, MBS 중에서 단기물(만기 3년 이하) 발행 비중이 클수록 발행금리 스프레드는 감소하고 있다.⁹⁾

한편, 금리인상과 금리인하 기간으로 각각 구분하면 일부 차별적인 결과를 보인다. 우선, 코스피지수변화 계수는 모형(3)의 금리인하 기간에 1.007의 유의적인 양(+)으로 나타난다. 따라서 시장 전반의 금리 수준이 낮게 유지되어 채권에 대한 투자 매력이 상대적으로 떨어지면 MBS에도 부정적 요인으로 작용하며 이로 인해 MBS 발행금리 스프레드가 증가한다고 추론 가능하다.

다음으로 특수채순매수비율의 계수와 주담대잔액변화 계수의 경우 모형(2)의 금리인상 기간에만 유의적인 양(+)으로 나타난다. 따라서 여타 특수채에 대한 투자자의 수요 증가 또는 주택담보대출 잔액 증가에 기인한 MBS 발행금리 스프레드는 주로 금리인상 기간에 부정적인 영향을 미친다고 파악해 볼 수 있다.

그리고 모형(3)의 금리인하 시기의 경우 주택가격지수변화 계수는 MBS 발행금리 스프레드에 음(−)의 영향을 미치고 있어 모형(1)의 전체기간 또는 모형(2)의 금리인상 기간과는 차별적인 결과를 보인다. 다음으로 월1회발행여부 회귀계수는 양(+)의 값을 그리고 단기물발행비율의 회귀계수는 유의적인 음(−)으로 나타난다. 그러므로 전반적인 주택시장 상황이나 단기물에 대한 발행금액이 MBS 발행금리 스프레드에 미치는 영향은 주로 금리인하 기간에 해당됨을 파악해 볼 수 있다.

본 절에서는 중장기물과 단기물을 각각 구분하여 MBS 발행금리 스프레드에 미치는 영향에 대해 분석한다. 전술한 바와 같이 국내의 MBS는 만기 3년물까지는 일반채로 발행되며, 5년물 이상부터는 조기상환 조건이 부여된 수의상환채로 발행된다. 따라서 MBS의 발행 스프레드에 있어 상이한 영향을 받을 개연성이 있다.

우선, <표 5>는 단기 MBS(만기 3년 이하)를 대상으로 MBS 발행금리 스프레드에 미치는 영향을 회귀분석한 것이다. <표 4>와 동일하게 모형(1)의 전체기간은 모든 분석기간 그리고 모형(2)의 금리인상 기간 또는 모형(3)의 금리인하 기간은 전체기간을 각각의 기간으로 구분하여 분석한 결과이다.

분석결과를 보면, 모형(1)에서 경기선행지수변화 계수는 유의적이지 않으며 코스피지수변화는 10% 수준에서 유의적인 양(+)의 영향을 미치나 통계적 유의성은 떨어진다. 반면, 금리인상 기간과 금리인하 기간으로 구분하면 상반된 결과를 보인다. 모형(2)의 금리인상 기간에는 경기선행지수변화 계수가 –10.835로 발행금리 스프레드에 유의적인 음(−)의 영향을, 반대로 모형(3)의 금리인하 기간에는 경기선행지수변화 계수가 17.390으로 발행금리 스프레드에 유의적인 양(+)의 영향을 미친다. 따라서 금리인상 기간에는 향후 경기전망이 긍정적으로 기대되는 경우 단기물의 발행금리 스프레드에 긍정적인 요인으로 작용하며, 반대로 금리인하 기간에는 단기물의 발행금리 스프레드에 부정적인 요인으로 영향을 미치고 있다.

다음으로 채권시장 특성에 있어 모형(1)에서 국채순매수비율의 회귀계수는 –1.403으로 유의적이나 유의성은 떨어지며, 모형(2)의 금리인상 기간 또는 모형(3)의 금리인하 기간 모두에서 국채발행액변화와 국채순매수비율 계수는 유의적이지 않아 단기물에 미치는 영향은 제한적인 것으로 볼 수 있다. 반면, 특수채순매수비율 계수의 경우 모형(1)의 전체기간 그리고 모형(2)의 금리인상 기간에 유의적인 양(+)으로 나타난다. 따라서 여타 특수채에 대한 투자자의 순매수 증가와 이로 인한 단기물의 발행금리 스프레드 영향은 주로 금리인상 기간에 해당된다고 파악 가능하다.

추가적으로 금리인상 또는 금리인하 기간이 단기물의 발행금리 스프레드에 미치는 영향은 일부 차별적인 결과를 보인다. 모형(2)에서 주담대잔액변화 회귀계수는 18.581로 주택담보대출 증가는 단기물의 발행금리 스프레드에 부정적인 영향을 미치고 있다. 한편, 모형(3)에서는 주택가격지수변화 계수가 –5.637로 나타나 주택시장이 호황인 경우 단기물의 발행금리 스프레드에 긍정적 요인으로 작용하며, 월1회발행에 따른 단기물의 부정적인 발행금리 스프레드는 주로 금리인하 기간에 해당된다.

마지막으로 <표 6>은 중장기물(만기 5년 이상)의 MBS 발행금리 스프레드 대한 회귀분석 결과이다. <표 4>와 동일하게 모형(1)의 전체기간은 모든 분석기간 그리고 모형(2)의 금리인상 기간 또는 모형(3)의 금리인하 기간은 전체기간을 각각의 기간으로 구분한 것이다.

분석결과를 보면, 모형(2)의 금리인상 기간에는 경기선행지수변화 계수가 –19.988로 발행금리 스프레드에 유의적인 음(−)의 영향을, 반대로 모형(3)의 금리인하 기간에는 경기선행지수변화 계수가 18.673으로 발행금리 스프레드에 유의적인 양(+)의 영향을 미쳐. 단기물에 대한 분석과 유사한 결과가 확인된다.

다음으로 채권시장 특성에 있어 모형(1)에서 국채순매수비율 회귀계수는 –1.339로 10%에서 유의적이며, 모형(2)의 금리인상 기간 또는 모형(3)의 금리인하 기간에서는 유의적이지 않다. 반면, 특수채순매수비율 회귀계수의 경우 모형(1)의 전체기간 그리고 모형(2)의 금리인상 기간에 유의적인 양(+)으로 나타난다. 따라서 여타 특수채에 대한 투자자의 순매수 증가와 이로 인한 중장기물의 부정적인 발행금리 스프레드는 단기물과 동일하게 주로 금리인상 기간에만 영향을 미치고 있다.

추가적으로 모형(1)의 전체기간에서는 주택가격지수변화, 주담대잔액변화, 월1회 발행여부 회귀계수가 유의적이나, 모형(2)의 금리인상 기간 또는 모형(3)의 금리인상 기간으로 구분하는 경우에는 유의적이지 않은 결과를 보인다. 따라서 중장기물에 대한 MBS 발행금리 스프레드는 주로 거시경제적 측면 및 채권시장 특성이 주요한 요인으로 작용하고 있음을 추론해 볼 수 있다.