京津冀一体化背景下的口岸检验检疫通关时长分析研究

于 曼 居 盈 耿文婷 张居营 甄皓琮 由智勇

（北京海关 北京 100000）

1 前言

京津冀一体化发展战略是当前我国区域经济发展中的一个热点问题，也是一个难点问题，涉及到各区域间如何协调发展问题[1-3]。检验检疫作为国家口岸执法的重要组成部分，实现区域间优势互补是加快我国检验检疫发展的重要步骤。

从研究经验来看，检验检疫部门在京津冀协同发展中的作用影响主要体现在通关时间上，包括全流程时长、通关放行时长、签证时长、无证单放行时长、检验检疫放行时长、施检时长、检务出证时长、归档时长[4]。

本文从检验检疫主干系统提供的各项数据出发，选取系统上线后数据稳定的2017年1月—2018年2月共计14 个月的数据。兼顾科学性、全面性、可操作性和可比性，对京津冀三地局的各节点时长进行评价比较，为京津冀检验检疫一体化的政策实施提供理论和数据支持[6，7]。

2 京津冀三地检验检疫部门出境时长分析

本研究选取的测算时长包括：全流程时长、通关放行时长、检验检疫时长、施检时长及归档时长。京津冀三地局2017年1月—2018年2月的出境全流程时长变化如图1所示。从图1可以看出，三地局的出境全流程时长均有明显减少，2017年10月后有大幅降低，最后京津冀三地局的出境全流程时长都降低至较为接近的水平，这是由于自2017年8月起，三地局的通关处深入贯彻落实质检总局提高检验检疫工作效率视频会精神，深入查找和分析各地局检验检疫监管各环节存在的问题，积极研究具体的流程时长管控措施，坚决做到“压时长、提效率”，取得了显著成效。

图1 出境全流程时长变化折线

由于各分节点时长容易受部门全流程时长影响，较难进行横向对比，因此对中国电子检验检疫主干系统中获取的各分节点出境时长数据进行处理，得到各月三地局出境时长所占比重数据，即时长比重=节点时长/全流程时长，对三地局出境各节点时长占比进行分析，如图2所示。对于通关放行时长，首先从整体来看，通关放行时长占比值大体比较稳定，但在 2017年9月—2018年1月三地出境通关放行时长均出现较大波动，数值急剧增大，其中，A局波动最大，C 局波动最小，主要由于检验检疫主干系统上新运行的影响，还存在一些操作不熟练和技术性问题，从而影响了系统运行的稳定性和时间节点的统计难度。

图2 出境各节点时长占比折线

3 京津冀三地检验检疫部门入境时长分析

在分析京津冀三地局入境时长时，分析时长包括：全流程时长、通关放行时长、检验检疫时长、施检时长以及归档时长。京津冀三地局2017年1月—2018年2月的入境全流程时长变化如图3所示。从整体来看，三局的入境全流程时长与出境全流程时长相同，都有一个明显降低的过程。2017年7月之后快速下降至最低水平，一体化政策在入境全流程时长上也有初步成效。一体化政策在入境全流程时长上也有初步成效。

图3 入境全流程时长变化折线

同样对中国电子检验检疫主干系统中获取的各分节点入境时长数据进行相同处理，得到各月三地局入境时长所占比重，如图4所示。

图4 出境各节点时长占比折线

4 原因分析

相关分析是分析连续变量间相互依存关系强弱的一种方法，它通常用相关系数（r）来判断，最典型的相关系数是pearson 相关系数，一般用于分析两个连续性变量间的关系，其计算公式如下：

相关系数r 的取值范围是-1～1； 其绝对值的大小揭示了变量X 和Y 间线性相关关系的强弱，变量间的线性相关关系程度随着的减小而减弱；其符号说明变量间的线性相关关系的方向，r 大于0，X 和 Y 呈正线性相关，r 小于 0，X 和 Y 呈负线性相关。r=±1 时，变量 X 和 Y 之间具有完全线性关系，Y=α+βX，反之亦成立；r=0 说明变量 X 和 Y 之间没有线性相关关系，称为不线性相关或线性无关。

总体的相关系数需要经过正式的假设检验才能做出比较可靠、科学的判断和结论。在实际应用中，一般都是根据样本数据计算Pearson 相关系数，然后在对总体相关系数进行检验。假定总体变量 服从二元正态分布 N（μX，μY，σX，σY，ρ），（X1，X2），…，（Xn，Xn）是来自该总体的一个随机样本。要检验的假设 H0：ρ=0；H1：ρ≠0(备择假设为 H1：ρ＞0，H1：ρ＜0)。则检验统计量为为已计算的相关系数，然后，根据给定的显著性水平α 和自由度n-2，查 t 分布表中的相应临界值 tα/2，若就拒绝原假设，接受备择假设，认为总体相关系数ρ 显著不为零，总体变量间确实存在线性相关关系；反之，则不能拒绝原假设。

以通关放行时长为例说明，从表1可以看出，通关放行时长系数为0.9500，说明通关放行时长每增加一天，全流程时长增加0.95 d；在全部时间段内全流程时长与通关放行时长、检验检疫时长、施检时长、归档时长均为正相关（系数均为正），说明通关时长放行时长、检验检疫时长、施检时长、检务出证时长的变化与全流程时长的变化方向一致，呈现相同变化趋势。

但由于变量间可能存在虚假拟合，因此还需对相关性进行检验。同样以通关放行时长为例，从表1可以看出其t 检验值为10.5492，在5%的显著性水平下临界值为 2.1445，10.5492＞2.1445，通过相关性检验，证明通关放行时长与全流程时长之间括号内数值大于临界值。

2017年1—6月，全部时间段内全流程时长与通关放行存在相关性。由表1可以看到，所有系数在5%的显著性水平下均通过检验（括时长、检验检疫时长、施检时长正相关（系数为正），与归档时长呈负相关（系数为负），但是与通关放行时长、检验检疫时长、归档时长系数在5%的显著性水平下未通过检验（括号内数值小于临界值）。由此可以推出在2017年1—6月，施检时长与全流程时长之间有相关性，前者对后者的影响较为重要（其余均未通过检验），因此为了缩短全流程时长，可以重点缩短施检时长。

2017年7月—2018年2月，全部时间段内全流程时长与通关放行时长、检验检疫时长、施检时长、归档时长正相关，且在5%的显著性水平下全部通过检验。由此可以看出，在2017年6月前，由于施检时长较长导致全流程时长较长，掩盖了其余几个指标对于全流程时长的影响。在全流程时长缩短后，其余几个时长对全流程时长的影响逐步显现出来，因此，在2017年7月后，其余几个指标与全流程时长均呈现出了相关性。

表1 三局合计通关时长相关系数分析

5 结论与建议

京津冀协同发展初见成效，检验检疫一直在路上。2014年7月1日起，京津冀三地检验检疫部门开展实施一体化通关新模式[8-10]。通过对京津冀三地局的通关时长进行数据分析，得到以下结论，并提出相关建议。

（1）2017年至今，在京津冀一体化的大背景下，京津冀三地局检验检疫通关通关时间达成了总理在夏季达沃斯论坛提出的把通关时间缩短1/3 的目标，甚至超额完成了任务。切实缩短了口岸通关时间，加快了口岸通关效率，优化了检验检疫流程。京津冀三地局18年初出境时长均缩减至约0.77 h，入境时长缩减至1.84 h，一体化政策有明显的成效。三地局各时长通关时长的各有高低，三地局可以相互吸取经验，共同进步，整体提高我国检验检疫的通过时长，为进出境企业营造了更为宽松便捷的环境，助力中国经济保持中高速增长。

（2）新系统上线后，由于新系统的一些操作不熟练和技术性问题，可能影响通关时长，导致部分分节点时长出现较大的波动。在大数据的时代背景下，数据的获取是评判业务效能发展的基础，是科学促进部门进步的核心，因此，注重新系统的维护和升级是当下检验检疫技术部门所要关注的问题。