近年来原油价格频繁大幅波动，市场风险明显扩大，在原油市场与其他金融市场存在密切关联的现状下（Singhal et al.，2019；Liu et al.，2019），其极端风险可能会通过开放的金融系统传递至其他市场，引发系统性风险（Jain et al.，2016）。因此，亟需寻找一种能够有效对冲原油风险的资产。黄金作为避险资产，其避险功能被国内外学者广泛探讨（Reboredo，2013；Chkili，2017；Adekoya et al.，2021）。随着我国黄金市场的逐步发展，上海黄金现货市场于2002年问世，俗称国内板；为进一步增强我国黄金定价话语权，上海自贸试验区于2014年推出黄金国际板，该平台也是上海自贸试验区推出的首个国际化金融类资产交易平台。新冠疫情的爆发对全球金融市场造成巨大破坏，原油市场亦遭受严重冲击，比如，原油价格一度跌到不足20美元每桶，创21世纪以来最低纪录。在此情况下，重新评估黄金对原油的避险能力对于监管者和投资者而言非常迫切（Ji et al.，2020；Salisu et al.，2021）。在国内原油市场快速壮大并跻身世界第三，以及国内黄金现货市场步入国内和国际双轨道的大背景下，深入考察黄金国内板、国际板对国内外原油市场的避险能力，不仅有助于政策制定者和投资者了解黄金市场的避险功能，而且有助于促进金融稳定和经济发展（郑明贵等，2022）。

新经济危机爆发之后，黄金与原油价格大幅上扬，二者之间的关系引起了学者们的广泛重视，研究发现二者之间存在长期均衡关系（Le et al.，2011；Lee et al.，2012）。Melvin et al.（1990）首次从外贸出口渠道分析了金价与油价的正向联动关系。Kim et al.（2011）从外贸出口渠道考察了原油与黄金价格之间的关系，所得结论与前者相似。然而，Sari et al.（2007）的实证结果并不支持Melvin et al.（1990）的观点。另有学者（Narayan et al.，2020）认为通货膨胀渠道能对原油和黄金的相关关系做出最合理解释，国际油价的上升一方面通过增加成本引起大宗商品价格上升，另一方面可能会引起原油进口国的贸易逆差，通过影响本国货币价值来影响货币流通。这2种情况均表明在通货膨胀时期原油与黄金价格之间表现出正相关关系。Sari et al.（2007）通过实证研究原油价格、黄金价格、白银价格、铜价格、汇率与利率相互间的关系，发现黄金价格和汇率有助于解释原油价格变化，但是原油价格与黄金价格不存在明显正相关关系。Soytas et al.（2009）在研究国际原油价格、黄金价格、白银价格、土耳其兑美元汇率与土耳其国债利率长短期的关系时，发现国际油价对土耳其黄金价格没有影响。

上述研究主要基于收益率视角，而原油价格波动已成为建立现代宏观经济模型、评估金融市场风险和优化期货合约定价的重要输入变量，因此有学者从收益率溢出和波动溢出角度考察石油与黄金之间的关联。Ewing et al.（2013）采用一元和二元GARCH模型，结合结构断点，考察了石油与黄金期货收益率的波动关系。结果表明，当考虑结构断点的影响时，二者收益率波动之间存在显著双向传导效应，基于投资组合视角得出黄金对原油具有对冲效应。Yaya et al.（2016）进一步研究了2008—2009年经济危机前后原油、黄金收益率波动持久性和溢出效应，发现在经济危机前后，黄金收益率波动程度均小于原油收益率，在经济危机之前，原油和黄金收益率溢出效应是双向负向的，但在经济危机之后，原油和黄金收益率溢出效应表现为由黄金到原油的单向负向效应，并认为黄金可作为石油的对冲工具。

针对黄金与原油市场之间的关联，国内的研究起步相应较迟，一些学者对黄金与股市、汇率、债市、通货膨胀之间的关系进行了有益探讨（杨楠等，2013；尹力博等，2015；潘婉彬等，2017；王聪等，2019；谭德凯等，2022），然而鲜有学者研究黄金对原油的避险能力。刘炳越等（2018）从资产组合极端收益和资产组合波动2个视角，考察了黄金对原油的避险能力，发现2个市场之间的联动关系具有动态变化特征，这种联动关系在市场极端危机阶段显著减弱，但是，该研究所选黄金和原油市场均为国际市场，而非中国市场。

综上所述，现有研究较少关注黄金对原油的避险能力，且往往忽视国内原油市场，所得结论对国内原油市场适用性不强，导致关于国内黄金市场对原油市场的避险功能尚不清晰。因此，本文基于国际和国内视野，重点研究以下问题：黄金国际板对国内原油市场和国际WTI原油市场的避险能力是否一致？黄金国内板和国际板对国内原油市场的避险能力是否一致？若不一致，其原因是什么？基于此，本文的研究技术路线如图1所示。

本文的边际贡献如下：第一，在研究对象方面，以往研究主要集中在国外市场，而本文兼顾国内外市场，从国际和国内2个视野出发，考察了黄金国内板、国际板对上海原油、WTI原油的避险能力，不仅丰富了该领域的研究，而且为市场监管和投资决策提供更加精准的支撑；第二，在研究视角方面，采用原油市场收益率极端风险和价格下跌风险2种视角，综合考察了黄金对原油的避险能力，使得结果更加准确；第三，在研究深度方面，以往研究重点在于检验黄金对原油是否具有避险功能，忽视对结果的原因分析，而本文基于波动溢出和价格发现功能理论对结果进行了合理解释，结构更加完整。

研究发现金融时间序列间的条件相关系数往往是时变的。为准确刻画这一特征，Engle（2002）在CCC-MGARCH的基础上，将条件方差方程中的条件相关系数由式（1）中的静态修改为式（2）中的动态，即把R修改为Rt，得到DCC-MGARCH模型，该模型往往被用于刻画t时期金融市场间的时变相关系数。

式中：Dt为矩阵Ht主对角线元素的开方组成的对角阵；Qt为Engle（2002）为DCC-MGARCH（1，1）模型设定的目标方差； R 为均值方程中标准化残差Zt的无条件相关矩阵。从而得出2个市场间的条件协方差的标量形式如式（5）所示，ρ12,t即为时变条件相关系数。

本文沿用Baur et al.（2010a）提出的分位数GARCH方法，考察黄金对原油的对冲效应和避险天堂效应。Baur et al.（2010b）首次将避险功能明确划分为“风险对冲”（简称“对冲”或“对冲效应”）和“避险天堂”（也称为“避风港”）2种。根据市场风险程度的强弱，将对冲效应定义为：某一资产和其他资产在平均意义上存在负相关关系；将避险天堂定义为：某一资产和其他资产在极端风险下存在负相关关系。该定义在学术界得到广泛认同（Bekiros et al.，2017；Bhar et al.，2019；Adekoya et al.，2021）。模型如下：

式中：Rg,t为黄金收益率；Ro,t为原油收益率。式（7）检验黄金对原油是否具有避险功能，其中原油收益率Ro,t的回归系数bt被式（8）动态化。式（8）将原油市场依其收益率所处分位区间划分为正常时期和极端风险时期，其中又将极端风险时期细分为3种，分别用分位数虚拟变量表示。D()为虚拟变量，D(Ro,tq10)、D(Ro,tq5)和D(Ro,tq2.5)表示当原油收益率小于10.0%、5.0%和2.5%的分位数时其值为1，对应于原油市场处于极端风险依次增强的3种不同状态。c0表示的是原油市场在正常运营阶段与黄金市场的相关性。式（9）为TGARCH（1，1，1）模型下的条件方差方程，hg,t为收益率的条件方差。

记：beta0=c0；beta1=c0+c1；beta2=c0+c1+c2；beta3=c0+c1+c2+c3。beta0~beta3与对冲效应及避险天堂的对应关系见表1。

由于原油市场价格在一些时间区间内出现明显下跌现象，为识别黄金市场在这些时期内是否对原油市场具有避险天堂效应，本文采用式（10）~式（12）模型。式（10）用于检验黄金对原油是否具有避险能力，其中原油收益率Ro,t的回归系数bt被式（11）动态化。

式中：θ0为原油市场在正常阶段与黄金市场的相关性系数。若θ0显著为负，表明黄金对原油市场存在强对冲效应；若θ0为负但不显著，表明存在弱对冲效应；若θ0为正，表明不存在对冲效应。D()为虚拟变量，D(t1≤t≤t2)、D(t3≤t≤t4)和D(t5≤t≤t6)表示原油价格处于明显下跌阶段时其值为1。若系数θ0+θ1、θ0+θ2和θ0+θ3显著为负，表示在原油价格下跌的对应时段内黄金对原油市场存在强避险天堂效应；若θ0+θ1、θ0+θ2和θ0+θ3为负但不显著，表示存在弱避险天堂效应；若θ0+θ1、θ0+θ2和θ0+θ3为正，表示不具有避险天堂效应。

黄金国内板和国际板最活跃的品种分别是Au9999和iAu9999（i表示国际板），选取二者的每日收盘价作为黄金市场数据。原油市场数据分别为上海国际能源交易中心原油期货主力合约和WTI原油期货主力合约每日收盘价。由于黄金国内板、国际板和上海原油期货市场分别成立于2002年、2014年和2018年，导致在样本区间选取方面存在差异。黄金国内板和上海原油样本区间为2018年3月26日至2021年9月13日，共计864组；黄金国际板和WTI原油数据样本区间为2014年9月18日至2021年9月13日，共计1 603组。考虑到WTI原油期货价格以美元报价，而我国黄金现货市场以人民币报价，因此还选取每日美元兑人民币中间价作为美元兑人民币汇率，进而将WTI原油美元价格换算成人民币。数据均来源于Wind数据库。收益率采用对数形式：

式中：Rt和Pt分别为t时刻的日收益率和日收盘价。

表2所示为收益率描述性统计分析，所有序列均呈尖峰厚尾分布。依标准差来看，原油收益率的标准差明显大于黄金，表明原油市场价格波动较大，且收益率序列均带有明显的波动聚集特征。ADF单位根检验表明均是平稳序列。

利用DCC-MGARCH模型，采用学生t分布，计算黄金与原油的动态相关系数。需要说明的是，为消除收益率序列存在的自相关和异方差，建立TGARCH模型时，在均值方程中考虑了是否应加入收益率的滞后期。图2所示为动态相关系数变化趋势，表3为动态相关系数基本描述统计。

由图2可知，相关系数表现出明显的动态特征。该特征在黄金国际板与WTI原油间表现更明显，2018年3月之前，仅在2015年8月4日至2016年5月25日期间集中为负，负值数量占比为32.41%，其余时段为正数，该结果意味着2015年金融危机期间黄金国际板对WTI原油表现出避险能力。而2018年3月之后，相关系数正负交替现象明显增强，负值数量占比提升至51.81%，由此可见黄金国际板对WTI原油避险能力在2018年3月之后明显提升。

对黄金国际板、国内板和上海原油而言，动态相关系数在2018年3月26日至2021年9月13日期间正负频繁交替，但差异性非常明显。具体而言，黄金国内板与上海原油动态的相关系数整体上距离零轴下方更远，负值数量占比为84.8%；而国际板与上海原油的动态相关系数的负值占比仅为38.68%。该结果意味着黄金国内板对上海原油的避险能力显著强于黄金国际板对上海原油的避险能力。

另外，对比黄金国际板对上海原油和WTI原油的动态系数变化趋势，发现在2018年3月26日之后，黄金国际板与WTI原油动态相关系数的负值占比数量高于黄金国际板与上海原油的，该结果意味着黄金国际板对WTI原油的避险能力强于对上海原油的。

本文采用避险功能检验模型考察黄金对原油市场对冲效应和避险天堂效应。表4所示为基于原油收益率极端风险的回归结果，由表4计算可得对冲效应和避险天堂效应检验结果（表5）。

首先，关于黄金国际板对上海原油的避险方面，表5中第2列和第3列结果显示，c0的回归系数为-0.009，未通过显著检验，表明黄金国际板对上海原油具有弱对冲效应。∑c1(10%)、∑c2(5%)和∑c3(2.5%)的系数分别为0.017、-0.034和0.020，均未通过显著检验，表明仅当上海原油收益率处于2.5%~5.0%分位数区间时，黄金国际板对上海原油具有弱避险天堂效应。

其次，关于黄金国内板对上海原油的避险方面，表5中第4列和第5列结果显示，c0的回归系数为-0.009，未通过显著检验，表明黄金国内板对上海原油存在弱对冲效应。∑c1(10%)、∑c2(5%)和∑c3(2.5%)的系数分别为0.017、-0.072和0.010，其中∑c2(5%)的系数在5%水平下通过显著检验，而∑c1(10%)和∑c3(2.5%)的系数均未通过显著检验，结果表明仅在上海原油收益率处于2.5%~5.0%分位数区间时，黄金国内板对上海原油具有强避险天堂效应。

最后，关于黄金国际板对WTI原油的避险方面，表5中第6列和第7列为样本期2014年9月18日至2021年9月13日的结果，表中第8列和第9列为样本期2018年3月26日至2021年9月13日的结果。第6列和第7列结果显示，c0的回归系数为0.016，符号为正，表明黄金国际板对WTI原油不具有对冲效应。∑c1(10%)、∑c2(5%)和∑c3(2.5%)的系数分别为-0.008、-0.001和-0.013，符号为负，但均未通过显著检验，表明在样本期2014年9月18日至2021年9月13日内黄金国际板对WTI原油具有弱避险天堂效应。

为了对比黄金国际板对上海原油和WTI原油避险能力在相同样本区间内是否存在显著差异，本文进一步给出了2018年3月26日至2021年9月13日黄金国际板对WTI原油的避险能力结果。第8列和第9列显示，c0的回归系数为0.025，符号为正，表明黄金国际板对WTI原油不具有对冲效应，∑c1(10%)、∑c2(5%)和∑c3(2.5%)的系数分别为-0.038、-0.041和-0.098，符号均为负，其中-0.041和-0.098分别在10%（P值非常靠近0.05，为0.054）和1%水平下显著，表明在样本期2018年3月26日至2021年9月13日，当WTI原油收益率处于5%~10%极端风险区间时，黄金国际板对WTI原油具有弱避险天堂效应；当WTI原油收益率处于2.5%~5.0%和最小值-2.5%极端风险区间时，具有强避险天堂效应。由此可见，无论在2014年9月18日至2021年9月13日样本区间，还是2018年3月26日至2021年9月13日期间，黄金国际板对WTI原油的避险能力均显著强于其对上海原油的避险能力。

综合上述结果可以得出：第一，在对冲效应方面，黄金国际板对WTI原油的对冲效应弱于其对上海原油的对冲效应，因为黄金国际板和国内板对上海原油具有弱对冲效应，黄金国际板对WTI原油不具有对冲效应；第二，在避险天堂方面，黄金国际板对WTI原油的避险天堂效应强于其对上海原油的避险天堂效应，黄金国内板对上海原油的避险天堂效应强于黄金国际板对上海原油的避险天堂效应，因为仅当上海原油收益率处于2.5%~5.0%极端风险区间时，黄金国际板对其具有弱避险天堂效应，黄金国内板对其具有强避险天堂效应，而WTI原油收益率处于2.5%~5.0%和最小值-2.5%极端风险区间时，黄金国际板均对其具有强避险天堂效应，处于5%~10%极端风险区间时具有弱避险天堂效应。

图3和图4所示为黄金、原油价格变化趋势。结果显示，上海原油收盘价在2018年10月10日至2018年12月26日和2020年1月7日至2020年3月18日期间，明显处于下跌阶段，WTI原油收盘价在2014年9月19日至2015年1月28日、2015年6月17日至2016年1月21日、2018年9月28日至2018年12月24日和2020年1月7日至2020年4月27日期间，明显处于下跌阶段。

因此，在检验黄金对上海原油避险能力时，将2018年10月10日至2018年12月26日和2020年1月7日至2020年3月18日时间段设值为1，其余时间段设为0。在检验黄金对WTI原油避险能力时，将2014年9月19日至2015年1月28日、2015年6月17日至2016年1月21日、2018年9月28日至2018年12月24日和2020年1月7日至2020年4月27日4个时间段亦设值为1，其余时间段设为0。表6所示为基于原油价格下跌风险的检验结果，由表6计算可得对冲和避险天堂效应检验结果（表7）。

首先，从对冲效应来看，表7结果显示θ0的系数均为正数，表明黄金国际板不是上海原油和WTI原油的对冲资产，黄金国内板亦不是上海原油的对冲资产。

其次，从避险天堂效应来看，第2列结果与“黄金国际板对上海原油避险能力”相对应，θ0+θ1和θ0+θ2的系数分别为-0.031和0.010，均未通过显著检验。第4列结果与“黄金国内板对上海原油避险能力”相对应，θ0+θ1和θ0+θ2的系数分别为-0.055和-0.002，-0.055在5%水平下显著，表明在2018年10月10日至2018年12月26日上海原油价格下跌期间，黄金国际板对上海原油具有弱避险天堂效应，而黄金国内板对上海原油是强避险天堂效应；在2020年1月7日至2020年3月18日上海原油价格再次下跌期间，黄金国际板对上海原油不具有避险天堂效应，而黄金国内板对上海原油具有弱避险天堂效应。

第8列结果与“黄金国际板对WTI原油避险能力”相对应，θ0+θ1、θ0+θ2、θ0+θ3和θ0+θ4的系数分别为-0.062、0.049、-0.022和-0.002。其中，-0.062和0.049通过显著检验，-0.022和-0.002未通过显著检验，表明在2014年9月19日至2015年1月28日期间，黄金国际板对WTI原油存在强避险天堂效应，在2018年9月28日至2018年12月24日和2020年1月7日至2020年4月27日期间，存在弱避险天堂效应，而在2015年6月17日至2016年1月21日期间不存在避险天堂效应。

因此，从原油价格下跌视角分析，黄金国内板对上海原油的避险天堂效应强于黄金国际板，黄金国际板对WTI原油的避险天堂效应明显强于其对上海原油的避险天堂效应，与前文结果一致。由此得出，黄金国际板对上海原油的避险能力最弱，表现在2个方面：在国际视野下，黄金国际板对上海原油的避险能力弱于其对WTI原油的避险能力；在国内视野下，黄金国际板对上海原油的避险能力弱于黄金国内板对上海原油的避险能力。

由前文实证结果可知，黄金国际板对上海原油的避险能力不及其对WTI原油的避险能力，黄金国际板对上海原油的避险能力不及黄金国内板对上海原油的避险能力。从不同视角进一步对这2项结果进行解释。

对于黄金国际板、上海原油和WTI原油而言，由于3个市场之间存在跨区域性，市场间的信息传递方向和强度可能存在差异，导致黄金国际板对2个原油市场的避险能力存在明显差异。因此，本文基于市场波动溢出视角，采用三元BEKK-MGARCH模型考察三者间的波动溢出效应，若结果显示黄金国际板与WTI原油市场之间的联动性强于其与上海原油市场之间的联动性，那么黄金国际板对上海原油的避险功能弱于对WTI原油的避险能力就不足为奇了。

对于黄金国际板和国内板对上海原油避险能力存在差异的结果而言，原因有2个方面：一是3个市场交易场地不存在地域差异；二是并非同一个黄金市场对不同原油市场，而是不同黄金板市场对同一原油市场，因此，从价格发现功能视角进行分析更加适合。具体而言，考察黄金国内板和国际板在价格发现功能上的领先—滞后关系，若前者在价格发现功能上处于领先地位，意味着国内板对信息的吸收和处理能力强于国际板，在市场价格形成上具有更高的效率，对上海原油的避险能力表现也较强。

BEKK-MGARCH模型常被用于考察市场之间的波动溢出效应。模型由均值方程和方差协方差方程构成，具体而言，需要建立考察黄金国际板、上海原油和WTI原油3个市场间联动性的三元BEKK-MGARCH，方差方程见式（14）。

若对矩阵进行展开，发现每个市场的波动既受到自身市场历史信息和波动的影响，又受其余2个市场历史信息和波动的影响，同时还受到市场历史交叉信息和交叉波动的影响。其中，αij2为第j个市场的历史信息对第i个市场波动的单独影响（不考虑市场交叉关系）；βij2为第j个市场的历史波动对第i个市场波动的单独影响。在检验波动溢出效应时，借鉴傅强等（2017）的方法，若假设A（1，2）=B（1，2）=0或α12=β12=0时，那么认为第2个市场对第1个市场不存在波动溢出效应，依此类推。

基于黄金国际板、WTI原油期货和上海原油期货三者的BEKK-MGARCH模型中方差方程部分回归结果，可得3个市场间的波动溢出检验结果，如表8所示。

表8结果显示：（1）WTI原油对上海原油在靠近1%（P=0.0155）水平下存在显著的单向波动溢出效应，表明上海原油的风险易受到国际WTI原油的影响，反向不成立；（2）黄金国际板对WTI原油在非常靠近1%（P=0.0106）水平下存在单向波动溢出效应，黄金国际板对上海原油在5%（P=0.0907）水平下不存在单向波动溢出效应，表明上海原油对黄金国际板的信息和波动不敏感，而WTI原油对黄金国际板的信息和波动具有较强的敏感性。综上所述，上海原油一方面在风险方面处于被动地位，易受到WTI原油风险的影响，另一方面不像WTI原油与黄金国际板那样存在显著的联动性，使得黄金国际板对上海原油的避险能力总体弱于其对WTI原油的避险能力。

Chu et al.（1999）将价格发现理解为由于市场结构存在差异，导致所有市场不能同步吸收信息并瞬时调整形成新的均衡价格，所以高效率的市场会提前形成均衡价格并引领低效率市场。向量自回归VAR模型或向量误差修正VEC模型常用于检验市场价格之间的领先滞后关系，直观得出市场之间的领先滞后关系以及影响的周期是该方法的优点（Erik，2002）。本文基于向量自回归VAR模型考察黄金国际板和国内板价格发现功能的领先滞后关系。

由于滞后阶数会影响协整检验结果的准确性，故先对对数收盘价建立VAR模型，用于判定最优滞后阶数选取。由于黄金国际板成立时间晚，故样本区间调整为2018年3月26日至2021年9月13日。

据VAR模型检验结果，SC和HQ信息准则给出的最优滞后阶数均为5阶，本着简洁的原则，选取滞后5阶作为最优滞后阶数，则其协整检验的阶数为VAR模型最优滞后阶数减1，结果为4阶。表9所示为Johansen协整检验结果，迹检验和最大特征根检验所对应的统计量均在5%水平下通过显著性检验，因此，不存在协整关系的原假设被拒绝。对于最多存在一个协整关系的原假设，迹检验和最大特征根检验下的统计量均未通过显著性检验，因此该假设不能被拒绝，表明黄金国际板与国内板对数价格之间存在协整关系，即二者收盘价存在长期均衡关系。协整方程如下：

以ECM滞后一期为外生变量，对黄金国际板和国内板对数收益率建立滞后阶数为4的VAR模型，图5所示为脉冲响应冲击结果。图5（a）和图5（b）分别为以黄金国际板和国内板收益率作为响应变量的结果。图5（a）显示，黄金国内板和国际板收益率变动一个标准差时，均在一期内对黄金国际板收益率的影响最大，但影响程度存在明显差异，黄金国内板对黄金国际板的影响明显强于黄金国际板对自身的影响。同样，图5（b）显示黄金国际板收益率变动一个标准差时，对黄金国内板市场的影响可以忽略不计。

表10所示为方差分解结果。基于VAR模型对黄金国际板收益率的方差进行分解，到滞后10期，黄金国内板对黄金国际板方差的贡献比例超过65%，而黄金国际板的贡献比例仅不足35%。对黄金国内板收益率的方差进行分解，到滞后10期，黄金国际板对黄金国内板方差的贡献比例不足0.3%。

此外，基于VAR模型开展的格兰杰因果关系检验发现，黄金国内板是国际板的单向格兰杰原因。上述结果表明，在价格发现功能方面黄金国内板明显领先于国际板。其主要原因在于黄金国际板成立时间较短，市场交易机制还处于逐步完善阶段，在样本期内，国际板的日均交易量约为国内板的1/10（结果来源于对上海黄金交易所2个黄金板块交易量统计）。交易量作为信息的载体，黄金国际板在交易量上的短板使得该市场在吸收和处理信息能力等方面与黄金国内板存在较大差距，限制该市场对上海原油市场避险功能的发挥。反观黄金国内板，经过近13年的发展，市场机制完善程度远胜于国际板，因此国内投资者更愿意选择黄金国内板，这有益于黄金国内板对上海原油避险功能的发挥。

黄金国际板对上海原油的避险功能不仅弱于其对WTI原油的避险功能，还弱于黄金国内板对上海原油的避险功能，因此黄金国际板对上海原油的避险能力最弱。原因主要有3个方面：一是目前上海原油在风险方面处于被动地位，易受到WTI原油风险的影响；二是上海原油与黄金国际板缺乏有效的联动；三是黄金国际板价格发现功能偏弱，使其吸收和处理信息的能力不足，限制了其避险功能的发挥，最终使得黄金国际板对国内原油避险功能表现最弱。

（1）目前黄金国际板对上海原油期货市场的避险功能较弱，因此从避险角度而言，现阶段不宜选取黄金国际板作为上海原油期货市场的避险资产，相对而言，黄金国内板更适宜。

（2）目前黄金国际板的价格发现功能严重滞后于黄金国内板，长此以往势必削弱黄金国际板的吸引力，对黄金市场国际化进程不利，因此市场监管者应进一步出台促进黄金国际板市场交易的政策，比如适当降低手续费和持仓费等，同时引导国内外机构投资者积极参与。

（3）上海原油期货市场风险易受国际WTI原油期货市场影响，对国内原油投资者而言存在较大隐患，因此，未来不仅要强化国内原油市场风险预警机制，而且要积极提升上海原油市场的流动性，努力培养国内原油市场的定价权。