1.区制性质及转移概率
据下表8.2，2019年12月2日至2020年9月11日的41周里，原油市场有64.13%的时间价格波动较为平稳，持续期为16.94周；24.7%的时间价格经历了幅度较大、持续时间较长的下降，总时长为3.12周；11.17%的时间处于价格高涨期，时长为2.69周；据表8.3给出的区制转移概率结果，原油期货的市场价格维持在平稳期的概率为0.941 0，由平稳期转移至低迷期、高涨区的概率分别为0.152 7、0.001 1；维持在低迷期的概率为0.679 5，由低迷期转移至平稳期和高涨期的概率分别为0.059 0、0.369 9；维持在高涨期的概率为0.628 9，由高涨期转移至平稳期和低迷期的概率分别为6.714 0E−07、0.167 8；结合上述两表和区制转移概率图分析，2019年年末至2020年前三季度，由于疫情对原油市场供给需求、基础设施运转和投资者情绪的影响，原油价格经历的较大幅度和较长时期的波动，且波动期的价格总体呈下行趋势，平稳期、高涨期向低迷期转移的概率均高于向其他区制转移的概率，进一步验证了原油市场整体较悲观的情绪。
表8.2 区制性质
表8.3 区制转移概率[5]
据图8.2，原油价格在2019年12月至2020年1月初处于平稳阶段；在2020年1月下旬由于疫情的爆发和形势加剧，原油价格由平稳阶段转移至低迷期，价格出现持续且明显的下降；2月，我国疫情防控初见成效，原油价格回升，原油市场回到平稳阶段；3月至5月，国外疫情形势不容乐观，原油价格进入剧烈波动阶段，低迷期与高涨期相继到来；6月至8月，国内外疫情形势逐渐稳定，原油价格的波动强度也逐渐减小，恢复稳定；9月，由于复苏的停滞等原因，原油价格再次经历较大幅度下跌。以上区制转移的结果与前述原油价格的走势相吻合。
图8.2 区制转移概率图[6]
2.变量间的同期相关性
表8.4～表8.6给出了分区制的变量相关性结果，在原油价格的平稳期，布伦特原油期货的价格和布伦特原油现货的价格相关性极高，布伦特原油期、现货价格与我国原油期货价格的相关性较低；在原油价格低迷期，布伦特原油期货与现货价格的相关性有所下降，而与我国原油期货的相关性有所上升；在价格高涨期，三变量之间的相关性均较价格平稳时期有较大降低。以上的实证结果证实了三变量在价格波动期价差扩大的事实。
表8.4 同期向关性（区制1）
表8.5 同期向关性（区制2）
表8.6 同期向关性（区制3）
3.脉冲响应分析
图8.3给出了脉冲响应分析的结果，在价格平稳期，当布伦特原油期货受到冲击时，布伦特原油现货的反应程度较高，与期货价格对其自身受到冲击的反应变化基本相等；在价格波动期，布伦特原油现货价格对期货价格受到冲击时的反应低于期货价格自身的反应；在三个不同区制，我国原油期货价格对布伦特原油期货价格受冲击时的反应程度始终低于布伦特原油期、现货对该冲击的反应程度；三变量在不同区制对布伦特原油期货价格受冲击的反应程度从高到低依次是价格高涨期＞价格低迷期＞价格平稳期。布伦特原油期货和我国原油期货价格在三个不同区制对布伦特原油现货价格受冲击时的反应程度均较低，远远低于布伦特原油现货价格自身的反应；在价格平稳期我国原油期货对布伦特原油现货的价格受冲击时的反应较布伦特原油期货对该冲击的反应明显偏高；在价格高涨期和下降期布伦特原油期货和我国原油期货对布伦特原油现货价格所受冲击的反应基本相等；三变量在不同区制对布伦特原油现货价格所受冲击的反应从大到小依次是价格高涨期＞价格低迷期＞价格平稳期。在三个不同的区制，布伦特原油期、现货的价格对我国原油期货价格受冲击的反应程度基本相等且均远低于我国原油期货自身的反应；三变量在不同区制对我国原油期货价格所受冲击的反应程度从小到大依次是价格高涨期＞价格低迷期＞价格平稳期。
图8.3 脉冲响应分析图
由以上分析可知，三变量之间对各自所受冲击的反应程度在价格波动期均高于价格平稳期，其中价格高涨期最高，这说明原油市场的投资者和其他参与者受积极情绪的影响较大；同时说明了新冠疫情影响原油的供求状况、投资者情绪，从而极大地影响了原油期、现货市场的价格波动。在不同区制，布伦特原油现货价格对期货价格所受冲击的反应程度均较高，这说明了原油期货较强的价格发现功能。
表8.7给出了模型估计的结果，表8.8展示了模型系数的显著性。对布伦特原油期货价格，滞后一期的布伦特原油期货价格系数为−0.044 5，滞后一期的布伦特原油现货价格系数为0.062 8，滞后一期的我国原油期货价格系数为0.171 0，在5% 的显著性水平下显著；对布伦特原油现货价格，滞后一期的布伦特原油期货价格系数为0.323 6，在1%的显著性水平下显著，滞后一期的布伦特原油现货价格系数为−0.199 1，在5% 的显著性水平下显著，滞后一期的我国原油期货价格系数为0.175 7，在10% 的显著性水平下显著；对我国原油现货价格，滞后一期的布伦特原油期货价格系数为0.265 5，在1% 的显著性水平下显著，滞后一期的布伦特原油现货价格系数为0.064 0，滞后一期的我国原油期货价格系数为0.071 3。以上模型估计结果说明了三变量之间具有正向的相互影响，布伦特原油期货和现货价格之间总体具有较为显著的相关性和内生关系，布伦特原油期货与我国原油期货价格之间的相关性总体显著，而我国原油期货与布伦特原油期货之间的相关性较低，模型估计参数的显著性较差。
表8.7 模型参数估计结果
表8.8 各参数所对应的t值(www.xing528.com)
5.MSVAR方法的有效性
总体上看，MSVAR方法较好地拟合了布伦特原油期货价格、现货价格和上海国际能源交易中心三个变量的变动。表8.9展示了模型估计的LR检验和DAVIES检验的结果，检验结果表明约束条件成立，DAVIES检验拒绝原假设，证明了区制划分的合理性；图8.4描绘了MSVAR方法的标准残差分析结果，从左至右分别是标准残差序列的相关图（acf与pacf）、正态分布拟合结果、QQ图；图8.5描绘了布伦特原油期货价格、现货价格、上海国际能源交易中心原油期货价格的实际值、一步预测值和平滑值之间的关系，图形显示该模型较好地拟合了原油市场的价格变动，证明了MSVAR方法在该研究中的有效性。
表8.9 模型检验结果
图8.4 标准残差序列分析
图8.5 实际值、一步预测值和平滑值之间的关系
6.疫情前后期货价格与现货价格的相关性比较
在疫情暴发前（2019年12月）[7]和疫情形势逐渐稳定（2020年6—8月）[8]的两个时期，原油价格均处于较稳定的状态（区制三），在此运用Granger因果检验和脉冲响应函数，检验疫情暴发前后的两个价格稳定时期三变量之间相关性的差异。
单位根检验
利用EViews软件对以上两个时期的价格数据进行对数处理和单位根检验，检验结果为表8.10。据表8.10，疫情前布伦特原油期货和我国原油期货的价格数据平稳，布伦特原油现货的价格数据一阶差分后平稳；疫情稳定后布伦特原油期货、现货的价格数据均平稳，我国原油期货的价格数据一阶差分后平稳。
表8.10 单位根检验结果
（1） Granger因果检验
表8.11给出了Granger因果检验的结果，在疫情暴发前，布伦特原油期货现货之间没有显著的格兰杰因果关系，而布伦特原油期货与我国原油期货市场互为显著的格兰杰原因，这证实了在疫情暴发前的12月，全球经济整体发展态势较好，市场的悲观情绪有所缓和，说明了在疫情暴发期我国原油市场与国际原油市场具有较好的相关性；在疫情形势较稳定的2020年6−8月，由于国内外疫情防控政策和疫情形势存在较大差异，我国原油期货与布伦特原油期货的格兰杰因果关系显著性有所下降，但随着夏季出行高峰期的到来，原油现货市场的活跃度提高，布伦特原油期货的价格发现功能增强，布伦特原油期货价格是现货价格的显著格兰杰原因。
表8.11 格兰杰因果分析
续表
（2） 脉冲响应分析
对图8.6和图8.7的脉冲响应分析结果进行比较分析发现，相比疫情暴发前，布伦特原油现货价格对布伦特原油期货价格所受冲击的响应程度明显提高，而布伦特原油期货和我国原油期货对各自所受冲击的响应程度明显下降。这与以上格兰杰因果检验的结果分析相吻合，进一步说明了疫情逐渐稳定后布伦特原油期货的价格发现功能较疫情暴发前有所提升，而布伦特原油期货与我国原油期货价格间的相关性较疫情暴发前有所下降。
图8.6 疫情暴发前的脉冲响应图
图8.7 疫情稳定后的脉冲响应图
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