第一条为贯彻落实《中共中央关于制定国民经济和社会发展第十一个五年规划的建议》和《中共中央、国务院关于实施科技规划纲要增强自主创新能力的决定》，充分发挥国家认定企业技术中心在建立以企业为主体、市场为导向下面是小编为大家整理的2023年技术部年中总结【五篇】（全文）,供大家参考。
技术部年中总结范文第1篇
第一条为贯彻落实《中共中央关于制定国民经济和社会发展第十一个五年规划的建议》和《中共中央、国务院关于实施科技规划纲要增强自主创新能力的决定》，充分发挥国家认定企业技术中心在建立以企业为主体、市场为导向、产学研相结合的技术创新体系中的重要作用，规范和加强国家认定企业技术中心的认定和评价工作，依据《中华人民共和国科学技术进步法》，特制定本办法。
第二条为推进企业技术中心建设，确立企业技术创新和科技投入的主体地位，对国民经济主要产业中技术创新能力较强、创新业绩显著、具有重要示范作用的企业技术中心，国家予以认定，并给予相应的优惠政策，以鼓励和引导企业不断提高自主创新能力。
第三条国家发展改革委、科技部、财政部、海关总署、国家税务总局负责国家认定企业技术中心的认定工作。国家发展改革委牵头对企业技术中心建设进行宏观指导，并牵头负责国家认定企业技术中心认定的具体组织工作和评价工作。
第二章认定
第四条国家认定企业技术中心的认定每年组织一次，受理认定申请的截止日期为每年5月15日。
第五条申请企业应具备以下基本条件：
（一）有较强的经济技术实力和较好的经济效益，在国民经济各主要行业中具有显著的规模优势和竞争优势。
（二）领导层重视技术创新工作，具有较强的市场和创新意识，能为技术中心建设创造良好的条件。
（三）具有较完善的研究、开发、试验条件，有较强的技术创新能力和较高的研究开发投入，拥有自主知识产权的核心技术、知名品牌，并具有国际竞争力，研究开发与创新水平在同行业中处于领先地位。
（四）拥有技术水平高、实践经验丰富的技术带头人，拥有一定规模的技术人才队伍，在同行业中具有较强的创新人才优势。
（五）技术中心组织体系健全，发展规划和目标明确，具有稳定的产学研合作机制，建立了知识产权管理体系，技术创新绩效显著。
（六）企业两年内（指申请国家认定企业技术中心当年的5月15日起向前推算两年）未发生下列情况：1、因偷税、骗取出口退税等税收违法行为受到行政刑事处理。2、涉嫌涉税违法已被税务部门立案审查。3、走私行为。
（七）已认定为省市（部门）认定企业技术中心两年以上。
（八）科技活动经费支出额、专职研究与试验发展人员数、技术开发仪器设备原值等三项指标不低于限定性指标的最低标准（详见附件三）。
第六条认定程序：
（一）地方企业向省、自治区、直辖市、计划单列市相关主管部门（以下简称“相关主管部门”）提出申请并按要求上报申请材料，申请材料包括：《国家认定企业技术中心申请报告》（见附件一）和《企业技术中心评价材料》（见附件二）。
（二）相关主管部门会同同级科技、财政、海关、税务等部门对企业上报的申请材料进行审查，按照国家有关要求，确定推荐企业名单。相关主管部门会同同级科技部门将推荐企业的申请材料（一式三份）在规定时间内上报国家发展改革委，同时将推荐企业名单抄报科技部、抄送同级财政部门、主管海关、国家税务局。
（三）国务院有关部门、计划单列企业集团、中央管理企业可按要求将推荐企业的申请材料直接上报国家发展改革委，同时将推荐企业名单抄送科技部、财政部、海关总署、国家税务总局。
（四）国家发展改革委委托中介评估机构，按照《企业技术中心评价指标体系》（见附件三）对企业申请材料进行初评。
（五）依据初评结果，国家发展改革委牵头商科技部、财政部、海关总署、国家税务总局等有关部门，组织专家择优进行综合评审。
（六）国家发展改革委会同科技部、财政部、海关总署、国家税务总局依据国家产业政策、国家进口税收税式支出的总体原则及年度方案、初评结果、专家评审意见等进行综合审查后，择优确定国家认定企业技术中心名单。
第七条已是国家认定企业技术中心的企业，其控股子公司企业技术中心如具备国家认定企业技术中心条件，且从事业务领域与母公司不同，可申请作为该企业国家认定企业技术中心的分中心，申请材料和认定程序与国家认定企业技术中心相同。
第八条国家发展改革委会同科技部、财政部、海关总署、国家税务总局对认定结果（含国家认定企业技术中心分中心），以公告形式颁布。
第九条国家认定企业技术中心认定结果从国家发展改革委受理申请之日起，90个工作日之内颁布。
第三章评价
第十条依据企业技术中心评价指标体系，对国家认定企业技术中心每两年进行一次评价。
第十一条评价程序：
（一）数据采集。国家认定企业技术中心应于当年4月15日前将评价材料报相关主管部门。评价材料包括：《国家认定企业技术中心年度工作总结》（见附件四）和《企业技术中心评价材料》等。
（二）数据初审。相关主管部门对国家认定企业技术中心上报的评价材料进行审查，并出具审查意见，加盖公章后于当年5月15日前报国家发展改革委；
国务院有关部门、计划单列企业集团、中央管理企业可直接上报国家发展改革委（评价材料一式三份）。
（三）数据核查。国家发展改革委委托中介评估机构对国家认定企业技术中心上报的评价材料及相关情况进行核查，核查方式包括召开核查会和实地核查等。
（四）数据计算与分析。国家发展改革委委托中介评估机构对核查后的数据按照企业技术中心评价指标体系进行计算、分析，得出评价结果，并形成评价报告。
第十二条评价结果分为优秀、合格、不合格。
（一）评价得分90分及以上为优秀。
（二）评价得分60分（含60分）至90分之间为合格。
（三）有下列情况之一的评价为不合格。
1、评价得分低于60分；
2、连续两次评价得分在65分（含65分）至60分之间；
3、逾期一个月不上报评价材料的企业技术中心；
4、企业科技活动经费支出额、企业专职研究与试验发展人员数、企业技术开发仪器设备原值三项指标中任何一项低于评价指标体系规定的最低标准（详见附件三）。
第十三条国家发展改革委会同科技部、财政部、海关总署、国家税务总局对评价结果和评价报告进行审核确认。由国家发展改革委以公告形式颁布评价结果。
第十四条国家认定企业技术中心评价结果从上报评价材料截止之日起，70个工作日内颁布。
第四章调整与撤销
第十五条集团公司技术中心被认定为国家认定企业技术中心的，其下属公司的原有国家认定企业技术中心资格应予调整，其中具有独立法人资格，且从事业务领域与集团公司不同的，可调整为集团公司国家认定企业技术中心的分中心；
从事业务领域与集团公司一致的取消其国家认定企业技术中心资格，不再单独享受优惠政策。
第十六条有下列情况之一的撤销其国家认定企业技术中心资格：
（一）评价不合格；
（二）国家认定企业技术中心所在企业自行要求撤销其国家认定企业技术中心；
（三）国家认定企业技术中心所在企业被依法终止；
（四）由于技术原因发生重大质量、安全事故的企业；
（五）国家认定企业技术中心所在企业将享受科技开发用品免征进口税收优惠政策的进口货物擅自转让、移作他用或者进行其他处置被依法追究刑事责任的。
（六）国家认定企业技术中心所在企业涉税违法被依法追究刑事责任的。
第十七条国家发展改革委会同科技部、财政部、海关总署、国家税务总局对调整与撤销的国家认定企业技术中心，以公告形式颁布。
第五章管理与政策
第十八条企业上报的申请材料和评价材料内容和数据应真实可靠。提供虚假材料的企业，经核实后，申请国家认定企业技术中心的企业三年内不得申请国家认定；
已是国家认定企业技术中心的企业撤销其国家认定企业技术中心资格，三年内不得申请国家认定。
第十九条因第十六条原因被撤销国家认定企业技术中心资格的，两年内不得重新申请国家认定。
第二十条对于评价得分65分（含65分）至60分的国家认定企业技术中心，给予警告，并由相关主管部门、国务院有关部门、计划单列企业集团、中央管理企业负责督促整改。
第二十一条各直属海关对国家认定企业技术中心所在企业和申请国家认定企业技术中心所在企业是否存在走私行为进行核查，核查具体要求由海关总署另行通知。
第二十二条税务部门每年对国家认定企业技术中心所在企业和申请国家认定企业技术中心所在企业是否存在涉税违法行为进行核查，核查具体要求由国家税务总局另行通知。
第二十三条国家认定企业技术中心所在企业将享受科技开发用品免征进口税收优惠政策的进口货物擅自转让、移作他用或者进行其他处置被依法追究刑事责任的，从违法行为发现之日起停止享受有关进口税收优惠政策；
尚不够追究刑事责任的，从违法行为发现之日起停止享受优惠政策一年。
第二十四条有偷税、骗取出口退税等涉税违法行为的国家认定企业技术中心所在企业，尚不够追究刑事责任的，停止享受科技开发用品免征进口税收优惠政策一年（从停止享受优惠政策公告之日算起）。
第二十五条国家认定企业技术中心所在企业发生更名、重组等重大调整的，应在办理相关手续后30个工作日内由相关主管部门、国务院有关部门、计划单列企业集团、中央管理企业将有关情况报国家发展改革委，同时抄报科技部、财政部、海关总署、国家税务总局。
第二十六条国家发展改革委会同科技部、财政部、海关总署、国家税务总局每年对企业更名情况进行审核确认，并公告一次国家认定企业技术中心名单。
第二十七条国家认定企业技术中心（含分中心）根据《科技开发用品免征进口税收暂行规定》（财政部海关总署国家税务总局[*7]第44号令），享受相关优惠政策。国家认定企业技术中心的异地分支机构需满足第五条第八款，并经核准后方可享受相关优惠政策。
第二十八条国家发展改革委通过企业技术中心创新能力建设专项、科技部通过企业技术中心科技专项计划对国家认定企业技术中心给予资金支持，以引导和鼓励企业加大技术创新投入，加强自主创新，促进国家认定企业技术中心的建设和发展。
第二十九条国家认定企业技术中心所在企业每年要填报《享受国家认定企业技术中心政策进口科技开发用品免税情况表》（见附件五），并于每年2月15日前报各主管部门及省级财政部门，各主管部门及省级财政部门汇总后于2月底前分别报国家发展改革委和财政部。
第六章附则
第三十条各省市及国务院有关部门可结合本地区（部门）实际，参考本办法，制定相应政策，开展省市（部门）认定企业技术中心的认定和评价工作，并对企业技术中心建设给予相应支持。
技术部年中总结范文第2篇
关键词：投入产出模型；
增长分解技术；
需求平衡增长；
结构变动
中图分类号：F2
文献标识码：A
1957年，美国经济学家Robert Merton Solow在Technical Change and the Aggregate Production Function一文中，首次利用生产函数研究技术变动对经济增长的作用。Solow的研究是开创性的，具有极大的启发性，使人们逐渐认识到技术变动对经济增长的作用往往是决定性的。为实证研究的需要，Solow提出了测量技术变动对经济增长贡献的余值法。然而，虽然余值法揭示了生产函数理论应用于实践的可能性，但也因为这一方法过于笼统而受到指责。不仅如此，生产函数理论偏重于研究总量增长，却不能兼顾部门之间的均衡增长。因此，Wassily Leontief作了深入创新研究，由他建立的投入产出模型能够把各部门增长与总量增长相结合，通过完全消耗系数矩阵，以最终需求变动来解释总产出的增长。
1动态投入产出模型增长分解技术
是通过以下过程实现的：（1）需求平衡增长引起的增长；
（2）价格变动引起的增长；
（3）结构变动引起的增长；
（4）技术进步引起的增长。下面分别讨论这4个因素单独变动对总产出的影响。
1.1需求平衡增L对总产出的影响
1.2价格变动对总产出的影响
是以t1年为基期、t2年为报告期的各部门产品价格指数；
是价格上涨对总产出增长的影响。
1.3结构变动对总产出的影响
是结构变动对总产出增长所做的贡献。
1.4技术进步对总产出的影响
是技术进步对总产出增长所做的贡献。
这样，对实际总产出Xt2可做如下分解：
总产出增量为：
2江苏总产出增长分解的实证分析
2.1以2007年和2012年数据为例的实证分析
根据2007年、2012年江苏投入产出表，见表1、表2，运用分解模型进行实证分析。
2.1.1需求平衡增长对总产出的影响
2012年比2007年总产出的增长中，需求平衡增长对总产出增长的贡献为：
2.1.2价格变动的影响
2012年比2007年总产出的增长中，价格变动对总产出增长的贡献为：
2.1.3结构变动的影响
2012年比2007年总产出的增长中，结构变动对总产出增长的贡献为：
2.1.4技术进步的影响
技术进步对总产出增长的贡献为：
从2007年到2012年，江苏总产出增长中：需求平衡增长的贡献为72.95%，价格变动的贡献为1402%，结构变动的贡献为1.77%，技术进步的贡献为11.26%。
2.2以2002年和2007年数据为例的实证分析
根据2002年、2007年江苏投入产出表，见表2、表3，运用分解模型进行实证分析。
2.2.1需求平衡增长对总产出的影响
2007年比2002年总产出的增长中，需求平衡增长对总产出增长的贡献为：
2.2.2价格变动的影响
2007年比2002年总产出的增长中，价格变动对总产出增长的贡献为：
2.2.3结构变动的影响
2007年比2002年总产出的增长中，结构变动对总产出增长的贡献为：
2.2.4技术进步的影响
技术进步对总产出增长的贡献为：
从2002年到2007年，江苏总产出增长中，
需求平衡增长的贡献为79.20%，价格变动的贡献为8.78%，结构变动的贡献为2.98%，技术进步的贡献为905%。
2.3以1997年和2002年数据为例的实证分析
根据江苏1997年、2002年投入产出表，见表3、表4，利用分解模型进行实证分析。
2.3.1需求平衡增长对总产出的影响
2002年比1997年总产出的增长中，需求平衡增长对总产出增长的贡献为：
2.3.2价格变动的影响
2002年比1997年总产出的增长中，价格变动对总产出增长的贡献为：
2.3.3结构变动的影响
2002年比1997年总产出的增长中，结构变动对总产出增长的贡献为：
2.3.4技术进步的影响
技术进步对总产出增长的贡献为：
从1997年到2002年，江苏总产出增长中：需求平衡增长的贡献为114.63%，价格变动贡献为-3.31%，结构变动贡献为13.28%，技术进步贡献为-24.59%。
三个时期需求平衡增长、价格变动、结构变动、技术进步对总产出增长的贡献及演变趋势汇总情况见表5。
3结论
综合来看，在江苏总产出增长的四个作用要素中，需求平衡增长对总产出增长的贡献率最高，但呈阶段性逐渐下降的发展趋势；
价格变动对总产出增长的贡献率不断增大；
结构变动的贡献率在下降；
技术进步贡献率在上升。从宏观政策的发展需求来看，由于需求增长对总产出增长具有居于首位的巨大拉动作用，因此要稳定原有需求、挖掘新的需求，保持经济增长的源动力。以现价计量的总产出中包含价格因素的影响，是名义总产出，不能全面反映产出的真实水平。价格指数增长越快，与真实产出水平之间的差距越大。因此，在关注经济总量时，不仅要关注名义增长情况，还要研究实际增长情况，客观反映经济增长的全貌。经济结构优化调整对经济发展具有显著的促进作用，这是指导经济结构理论研究和结构优化调整实践的重要前提和依据。结构优化本身就能够促进社会生产力发展。从江苏总产出增长因素来看，结构变动的贡献在弱化，表明结构优化的作用没有得到有效发挥。近年来，虽然经济结构优化调整得到了各级政府的高度重视，但是客观上调整的难度也在不断增大，结构趋于固化的倾向明显。
从投入产出理论来看，结构优化必须从投入和产出两方面，即供给侧和需求侧同时展开，利用产业部门间的关联关系，实现经济各要素和各部门之间的动态平衡。当前，要以供给侧结构性改革为契机，打破制约结构优化的体制机制障碍，提升结构效益和层次，为经济新发展提供新动力。从1957年开始，经济学家就发现科技进步对经济增长具有巨大作用，并利用生产函数、投入产出表等工具加强理论与实证研究。虽然各种研究方法至今仍具有一定缺陷，但是丝毫改变不了对这一研究领域的重视。各级政府也积极实施创新战略，在创新驱动经济发展上全社会已经形成了共识。技术进步与其他影响因素具有显著区别，它不像生产函数中其他变量那样通过变量值改变影响总产出，技术进步改变的是整个生产函数本身，即改变整个投入产出模式，使在原来同样的投入水平下能够创造出更大的产出。因此，科技进步作用巨大，要从经济发展的真实科技需求入手，提升科技进步对经济发展的驱动作用。
参考文献
[1]Ronald E.Miller，Peter D.Blair.Input -Output Analysis：Foundations and Extensions[M].Second Edition.Cambridge University Press，2009.
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[6]王岳平，葛岳静.我国产业结构的投入产出关联特征分析[J].管理世界，2007，（2）.
技术部年中总结范文第3篇
1.1数据来源与处理说明该文选择了北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南11个东部地区，山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南8个中部地区，内蒙古、广西、四川、重庆、贵州、云南、、陕西、甘肃、宁夏、青海、新疆12个西部地区全国共31个省(市、自治区)作为样本。时间跨度为2000～2011年这一时期。该文研究的财政支农支出主要包括农业支出、林业支出、支援农村生产支出、农业综合开发支出、农林水利气象等部门事业费，基础数据均来自于各年《中国统计年鉴》。其他有关各省份投入产出指标的基础数据均来自于各年《中国统计年鉴》，其中农村居民家庭年均生产性固定资产原值数据由每两年年底数平均而来，2006年和2011年第一产业从业人员数据来源于各省《统计年鉴》，为了消除物价变动的影响，该文运用以2000年为基期的价格指数对相关变量进行了调整，并经计算整理成面板数据。
1.2SFA(随机前沿分析)模型设定与变量选取随机前沿方法(Stochasticfrontieranalysis)最早由Farrell(1957)提出，发展于20世纪70年代末，模型基本上可以表达为:y=f(x，β)•exp(v－u)，其中，y代表产出、x表示一组矢量投入、β为一组待定的矢量参数。误差项exp(v－u)为复合结构，第一部分v服从N(0，σ2v)分布，v∈iid(独立同分布)，表示统计误差项;第二部分u≥0，用以表示那些仅仅对某个个体所具有的冲击。因此，该个体的技术效率状态则用TE=exp(－u)来表示。这样的话，当u=0时，厂商就恰好处于生产前沿上;若u＞0，厂商就处于生产前沿下方，也就是处于非技术效率状态。该文根据Battese＆Coelli(1995)模型的基本原理，采用基于对数型Cobb-Douglas生产函数的随机前沿生产函数模型，对中国各省的农业技术效率水平及各省财政支农在其中的影响进行测算。所建立的随机前沿生产函数和效率损失模型如下。其中i和t分别表示省份和年份，在(1)式中，选取农业总产值(亿元)作为产出变量yit，表示第i省(市、自治区)在第t年的总产值(折算为2000年不变价格)，Lit、K1it、K2it、K3it表示一组投入要素变量，Lit代表人力投入，选取第i省(市、自治区)第t年第一产业从业人员(万人)，K1it、K2it代表资本投入，在综合考虑了数据的可获得性和代表内容丰富性后，分别选取农村居民家庭年均生产性固定资产原值(元/户)、按折纯量计算的化肥投入量(万t);K3it代表土地投入，因《中国统计年鉴》耕地面积指标数据只统计到2008年，因此该文考虑选取了农作物总播种面积(万hm2)。α、β1、β2、β3为一组待估计的参数。ε=vit－uit是组合误差项，在模型中假定:①vit～iid，并服从N(0，σ2v)，表示由于设定误差、测量误差以及随机因素对前沿面的影响;②uit≥0，它反映那些在第t时期仅仅影响第i省份的随机因素。uit～N(mit，σ2it)的截断正态分布(截去uit＜0的部分)，且vit和uit相互独立。在(2)式中，fiscali、easti、midi为影响农业技术效率的因素，δj(j=0，1，2，3)为一组待估参数。该文考虑地方财政支农支出fiscali对农业技术效率的影响，同时考虑区域差异对农业效率的影响，east、mid为虚拟变量，east为各省份处于东部地区的虚拟变量，如果该省份处于东部就是1，否则为0;mid为各省份处于中部地区的虚拟变量，如果该省份处于中部就为1，否则为0。在(3)式表示随机扰动项中技术无效率所占的比率。当γ接近于1，表明误差主要来源于技术无效率;当γ接近于0，表明所测的第i省份生产点均位于生产前沿面上，则无需使用SFA技术分析，直接运用OLS方法即可。该文主要分析了地方财政支农支出、各省份所处的地理位置对农业技术效率的影响程度。当然，影响农业技术效率的因素还有很多，但根据该文的研究思想，主要侧重于财政支农支出对农业技术效率的影响分析。
2地方财政支农支出对农业技术效率影响的省际差异实证分析
表1随机前沿生产函数及效率损失函数估计结果变量系数标准差T统计值A2.569*0.3227.977α0.162*0.0354.647β1－0.0180.019－0.941β20.252*0.0366.984β30.399*0.0468.694δ02.143*0.18611.550δ1－0.272*0.014－19.538δ2－0.421*0.040－10.592δ30.0490.0361.363γ0.999*0.002573.768最大似然估计函数对数值60.147LR单边检验误差422.297注:*、＊＊、＊＊＊分别表示在1%、5%、10%的显著性水平上显著。LR为似然比检验统计量，此处它符合混合卡方分布
2.1技术效率损失估计结果分析根据上述数据，用最大似然估计法进行估计，采用前沿生产函数的专用程序FRONTIER－XP4.1软件进行计算，得到随机前沿生产函数和效率损失函数的估计结果如表1，全国各省市农业技术效率水平及东、中、西部平均农业技术效率如表2。从模型检验γ值来看，γ=0.999，并且其t统计值和LR单边检验误差的t统计值均通过了1%的显著性检验，说明在技术效率影响中，技术非效率u项占99%以上，远大于统计误差项v，因此说明技术非效率是显著存在的，SFA模型使用正确。从农业劳动力投入、生产性固定资产原值、化肥量和播种面积的产出弹性看，截距项A=2.569，α(劳动力)=0.162，β1(固定资产)=－0.018，β2(化肥)=0.252，β3(农作物播种面积)=0.399，且α、β2、β3均通过了1%水平下的显著性检验，经比较，农作物总播种面积的产出弹性最大，即总播种面积每增加1%，农业总产出就增加0.399个百分点，说明我国在播种面积的总量上有很大进步，从2000年仅有1.5630亿hm2增加到1.62283亿hm2，增加将近1000万hm2，然而耕地面积有限，播种面积的增多，一方面表明近年来对荒地的开发多，另一方面说明种植技术水平的提高，让农作物成熟时间缩短，增加种植效率;其次是化肥施用量每增加1%，农业总产出就会增长0.252个百分点，近30年，我国为满足粮食生产的需要，目前已经是全球化肥投入水平最高的地区之一，然而化肥的过多使用，会造成土壤酸化，加剧环境污染，因此不能通过无限制的增加化肥施用量来增加农业产出;近些年，随着国家政策的推进，越来越多的农村劳动力开始慢慢向二、三产业转移，致使各省市的农业劳动力逐年缩减，因此农业劳动力每增加1%，农业总产出会增加0.162个百分点，低于其他因素影响程度;而生产性固定资产原值的系数为负，且其未能通过显著性检验，说明增加固定资产对提高农业总产出还为发挥出应有的作用，这与我国大多数以种植业为主的农村农民投入不足技术落后的现实状况一致。财政支农支出的系数为δ1=－0.272，并且通过了1%的显著性检验，系数符号为负，说明财政支农支出对农业技术效率具有正的促进作用，地方财政支农支出每增加1%，农业技术效率增加27.2%，但同时也说明了财政支农支出对农业生产的影响还没有达到预期效果，财政支农的资金利用效率比较低。这可能是因为财政支农支出中事务部门的事业费占绝大部分，而真正投入到农业具体事务的财政投入却很少，该结果也印证了中国大部分学者的观点，认为由于中国财政支农资金使用以及财政支农支出的结构和投入等问题，使得中国财政支持农业的效率还比较低。因此，在2013年1月31日新出台的中央一号文件中，明确指出要增加财政对农业的持续投入。地方政府也应当按政府文件要求逐步提高财政农业支出占财政总支出的比重。财政支农支出对农业技术效率的影响存在区域化差异，其中东部地区系数δ2=－0.421，且通过了1%的显著性检验，系数符号为负，与理论预期相同，表明东部地区所处的地理位置对农业技术效率有显著正影响，东部地区对农业技术效率的促进作用达到42.1%，农业技术效率与当地的地理环境、经济条件及科技发展水平有很大的相关性。而中部地区系数δ3=0.049，且未通过显著性检验，表明中部地区对农业技术效率影响不显著，中部8省还未发挥出其农业技术效率。经比较，东部地区的农业技术效率显著地高于中部地区、西部地区，财政应加大对中部、西部地区农业的支持力度，才能从整体上提升中国农业的技术效率。
2.2技术效率的省际差异分析表2给出了中国各省市及各区域农业技术效率水平，从中国技术效率的变化趋势看，中国农业技术效率从2000年的0.308上升到2011年的0.681，年均增长3.4%，农业技术效率得到明显的提高。在农业技术效率的变化过程中，各年份都处于稳步上升之中，平均增幅在3.4个百分点，而在2010年增幅一度达到8.3个百分点。从中国各年的平均技术效率水平看，基本上在0.31～0.68之间，总体上呈现出一种稳步发展的趋势，但在2000～2011年间，中国平均技术效率仅为0.4478，说明以现有的技术水平和不变的投入要素，如果消除技术效率损失达到前沿生产面，农业生产总值还可以增加55.22%，提升的空间还很大。从表2分东中西地区看，中国农业生产技术效率地区差异比较明显。东部地区的技术效率水平最高，2011年高达84.2%，明显高于西部地区59.9%和中部地区58.3%。从各年份平均值看，通过比较全国、东、中、西部农业生产技术效率可以看出，各年东部地区农业技术效率水平都高于全国平均值，而全国平均农业技术效率高于中部、西部地区，而且地区间的差距也随时间变化而不断扩大。尤其是东部地区的河北、江苏、浙江、山东、广东这5个农业大省凭借其优越的地理环境位置、先进的农业生产技术和较高的地方财政支农支出，更能说明经济发达地区农业技术效率高于经济落后地区，中国农业技术效率与经济地理条件相关性很大。由此可见，中国整体平均技术效率水平的增长主要动力来自于东部。而西部地区农业技术效率高于中部地区，是因为西部地区财政农业支出与农业经济增长之间的相关性更为显著，无论是短期还是长期的财政支农，对刺激西部地区的农业经济增长都具有明显的作用
3结论及政策建议
技术部年中总结范文第4篇
摘要：基于国民经济分类标准三位码水平，测量我国29个省市2003-2012年的高技术产业出口复杂度，实证检验金融发展对高技术产业出口复杂度的影响。结果表明：金融规模和金融结构提升了我国高技术产业出口复杂度，金融效率相反，区域间差异较大。研发资本和FDI技术溢出对高技术产业的出口复杂度提升影响较大，人力资本、资本劳动比、自然资源、加工贸易和基础设施也产生不同程度影响。
关键词：出口复杂度；
高技术产业；
金融发展
二十一世纪以来，我国凭借着资源比较优势和强大的劳动力基础在贸易规模上取得飞速发展，高新技术产业出口额也逐渐上升，从2000年的3396亿元上升到2013年的49285亿元，增长了13.5倍，这对进一步优化我国出口结构产生积极影响。为了实现从“贸易大国”到“贸易强国”转变，我国必须实现从基于廉价劳动力和资源比较优势的以低价竞争为主的出口，向以自主创新和质量提升为主的转变，因而一国的出口复杂受到越来越多关注。近几年来，金融发展和出口复杂度的交叉领域成为研究热点。目前有不少文献表明，一国的金融发展有利于提高国内资本禀赋，影响对外贸易的比较优势，优化贸易结构和提升产品的出口复杂度。因此，研究金融发展如何影响我国高技术产业出口复杂度，对我国实现外贸结构优化有重大意义。
一、文献综述
Hausman和Rodrik（2005）认为产品的出口复杂度是一国国际分工地位优劣性和产品技术含量的综合表现。随着中国的出口结构和质量受到越来越多的关注，学者们围绕着中国出口复杂度展开以下研究：首先，中国的出口复杂度是否存在“异常性”。有学者认为我国的出口复杂度已接近发达国家的水平，也有学者认为我国的出口复杂度实际上是由大量的加工贸易推动的；
其次，出口复杂度的演进因素。如祝树金等（2010）认为一国要素禀赋的变化会带动其口技术含量水平的变迁。李坤望和王有鑫（2013）解释了FDI促进出口产品质量的微观机制，认为资本密集型行业中FDI流入有利于提升产品质量。其他影响因素包括：R&D强度、加工贸易和进口贸易（Jarreau&Poncet，2012）、基础设施（王永进，2010）等。齐俊妍等（2011）首次从逆向选择角度出发，提出金融发展能解决研发生产产生的高风险和不确定性问题，使得高复杂度产品拥有比较优势，出口复杂度得到提升。顾国达等（2013）基于内生产品种类扩张五部门模型，研究金融发展的资金筹措功能、信息不对称下下的激励功能对出口复杂度的影响。郭亦玮等（2013）对2002-2008年31个省市进行研究认为金融市场化和信贷资金的分配对西部出口复杂度提升的影响幅度最大，中部次之，东部受的影响最小。
总体来看，学者们对于金融发展对出口复杂度的影响在以下方面还有待深入：首先，较少基于某个具体的产业对中国省际的出口复杂度进行研究分析；
其次，目前学者主要从金融发展规模角度出发，忽略金融结构和金融效率的影响，无法体现我国的实际现状。
二、高技术产业出口复杂度的测量
本文基于Rodrik和Hausman（2005）所提出的指标来测度高技术产业出口复杂度。首先，计算每种高技术产品的出口复杂度水平指数PRODYn。本文以k表示k省，以n代表第n种产品，Yk表示k省人均GDP。因此，k省高技术产品出口额为：Xk=∑kXkn，产品n出口复杂度水平为
PRODYn=∑xkn/Xk∑k（xkn/Xk）Yk
权数分子为k省产品n的出口额占该省出口总额的比重，分母为出口商品n的所有省份的出口额占所有省的出口总额的比重；
接着，计算k省的总体出口复杂度EXTSk。以k省出口第n种商品的出口额与其总出口的比值作为权重，则k省的出口复杂度为
EXTSk=∑xknXk）PRODYk
由于本文研究的重点是某个具体产业的出口复杂度，因此借鉴郭亦玮（2013）的做法，将计算EXTSk权重中的总出口额换成地区高技术产业的出口额。
基于此，本文用国家统计局的《高技术产业统计分类目录》，高技术产业包括医药、航空航天器、电子及通信设备、电子计算机及办公设备、医疗设备及仪器仪表等五个子行业。在计算高技术产业出口复杂度时，首先，根据分类目录对国民经济行业分类的三位码进行对照归类，分别归结到高技术产业五个子行业；
其次，计算每一行业产品的国家层面出口复杂度；
最后，根据每一细分行业来计算各省市高技术产业的出口复杂度。三位码行业出口额来源于国研网工业经济统计数据库，各省人均GDP来自2013年各省统计年鉴。
三、实证分析
（一）模型构建
基于出口复杂度演进的影响因素，本文构建计量模型如下：
inExtsit=β0+β1Finit+β2inCVit+λi+γt+εit
用i和t表示省份和年份，inExtsit表示i省在t年的高技术产业出口复杂度，Finit表示金融发展变量，inCVit表示加入的控制变量。λi和γt表示地区效应和年度效应，εit是随机误差项。
（二）数据说明和数据处理
根据已有的文献，本文将金融发展定义为金融规模得到扩张，金融部门的功能不断得到完善和扩充，金融中介效率不断得到提高的动态过程。本文选取六个变量：银行发展规模FIN1，即地区金融机构贷款总额与GDP比值；
中长期贷占总贷款的比例FIN2；
融资结构FIN3，用地区股票筹资额/贷款总额表示。预期地区直接融资比例越高，市场能为高技术产业的研发投入和发展提供更多的风险资金融资；
股票市场规模FIN4，即股票市价总值与GDP比值；
股票交易总额与GDP比值FIN5，衡量股票市场活跃程度；
储蓄投资转化率、私企信贷占比、资本配置效率三者乘积表示金融中介运行效率。其中，FIN1、FIN4和FIN5为规模指标，FIN2和FIN3表示结构指标，FIN6为效率指标。
控制变量。人力资本Human用地区高技术产业R&D研发人员全时量来表示；
研发能力RD用各地区高技术产业R&D资本存量表示。借鉴刘焕鹏和严太华（2014）的方法，对研发资本存量进行测算；
人均物质资本Cap用各省物质资本存量与就业人数比表示。用“永续盘存法”估算物质资本，借鉴张军等人（2005）的研究，基期物质资本存量以2000年为基期，折旧率5%，固定资产投资用固定资产投资价格指数进行平减；
外商投资技术溢出FDI用地区实际利用外商直接投资表示；
加工贸易出口JG和进口贸易IMP分别用加工贸易出口额与GDP比、进口额与GDP比表示；
基础设施Infra的测算用地区的铁路营业里程的4.27倍、内河航运里程的1.06倍、公路里程三者总和除以地区土地面积表示；
地区要素禀赋land以地区陆地面积与年末人口数比表示。
本文选取2003-2012年度全国29个省份（不包括和新疆）高新技术产业和金融发展相关数据。金融发展六个变量由2003-2013《金融统计年鉴》、各省市统计年鉴计算而得；
人力资本和研发资本数据来自2003-2013《中国高技术统计年鉴》；
FDI、加工贸易出口额和进口贸易的原始数据来自各省市统计年鉴，部分数据来自国民经济和社会发展公报；
人均物质资本、基础设施和地区要素禀赋的数据来自各省市统计年鉴。
为减小实证过程的异方差，对除金融发展外的各变量取对数引入模型，主要变量的统计性描述如下。
从表1来看，省际间的金融发展指标差距角度，如银行发展规模、金融效率、金融结构以及股票市场的发展水平，这从侧面反映了我国省际间金融发展不平衡现状。
（三）实证结果分析
首先对各变量进行单位根和协整检验，并用F统计量和Hausman检验选择固定效应模型。考虑残差自相关和异方差的影响，本文采用广义最小二乘法，结合white-period方法校正误差。由于篇幅有限，此部分结果省略。
全国层面实证结果如表2所示。首先，金融发展的六个变量对我国高技术产业出口技术复杂度影响显著，但不同变量差异较大。首先，信贷规模和结构、股市规模和活力、融资结构产生积极影响，金融效率存在显著负影响；
其次，金融发展指标在加入相同的控制变量后结果是稳健的，反应模型构建的稳健性；
最后，控制变量中，研发资本和FDI技术溢出对全国层面的高技术产业出口复杂度影响最大。人力资本、物质资本、加工贸易出口、进口贸易、基础设施发展均对我国的高技术产业出口复杂度的有正向驱动作用，而以人均陆地面积对出口技术复杂度的影响显著负。
为了对比三个区域金融发展影响高技术产业出口复杂度的差异，将回归结果中的金融变量总结如表3。结果表明：第一，银行业的信贷对三大区域的高技术产业出口复杂度均为正，但是在东部不显著。说明我国中西部高技术产业以直接融资为主，而股票市场的融资对东部影响更大；
第二，中长期贷款占信贷比率对高技术产业出口复杂度的影响为正，特别是中部和西部受的影响最大；
第三，东部和中部融资结构回归系数为0.04和0.01，而西部系数为-0.003。高技术产业具有高风险、高投入和高收益的特性，更能享受我国的资本市场的“风险共担、收益共享”机制带来的福利；
第四，金融市场运行效率对高技术企业出口复杂度影响为负，其中以西部的影响最大，中部次之，东部影响较小。虽然只有西部地区通过显著性检验，但这也反映出国金融体系运行效率较低。
四、政策建议
本文对我国29个省市2003-2012年的高新技术产业出口复杂度进行测算，从金融发展的规模、效率和结构角度出发，实证研究金融发展对高技术产业出口复杂度的影响。本文基于上述研究结果提出建议如下：第一，建立多层次的融资支持体系，重视完善资本市场融资和风险分散机制，为高技术产业融资提供更多便利；
第二，完善金融市场的建设，特别是提升金融体系的运行效率、金融服务的质量。比如发挥证券市场、保险和信托行业等自身优势，强化它们对高技术产业的支持和服务；
第三，加强有区别的金融发展政策，重视中部和西部的金融发展；
第四，继续加大高技术产业中人才队伍的建设和R&D研发强度的作用发挥；
第五，要重视外商投资的引资质量，强化高新技术园区的建设。（作者单位：福州大学经济与管理学院）
参考文献：
[1]Hausmann R，Hwang J，Rodrik D.What You Export Matters[J].Social Science Electronic Publishing，2005，12（1）：1-25.
[2]祝树金，戢璇，傅晓岚.出口品技术水平的决定性因素：来自跨国面板数据的证据[J].世界经济，2010，04：28-46.
[3]李坤望，王有鑫.FDI促进了中国出口产品质量升级吗？[J].界经济研究，2013，05：60-66+89.
[4]Joachim Jarreau，SandraPoncet.Export sophistication and economic growth：Evidence from China[J].Journal of Development Economics，2011，972：.
[5]顾国达，方园，方晨靓.金融发展对我国出口技术复杂度升级的影响[J].华中农业大学学报（社会科学版），2013，01：109-117.
[6]郭亦玮，郭晶，王磊.中国区域金融发展对出口复杂度影响的实证研究[J].中国软科学，2013，11：151-160.
[7]王永进，盛丹，施炳展，李坤望.基础设施如何提升了出口技术复杂度？[J].经济研究，2010，07：103-115.
技术部年中总结范文第5篇
自主创新成果喜人
在2006年国家科学技术奖励中，高校主持自然科学奖项目13项，占总数的44.8％；
技术发明奖项目20项，占总数的48.8%；
参与科技进步奖项目104项，占总数的56.5％。南京大学闵乃本院士等完成的“介电体超晶格材料的设计、制备、性能和应用”和香港大学支志明院士完成的“金属配合物中多重键的反应性研究”同获国家自然科学一等奖。哈尔滨工业大学完成的专用项目获得国家技术发明一等奖。高等学校囊括了体现我国重大原始创新能力的自然科学奖和技术发明奖的全部3项一等奖，充分展示出高校科技工作的突出成绩和巨大潜力。
2006年高等学校取得了一批标志性成果，教育部科技委评出的“中国高等学校十大科技进展”就是集中体现。在基础研究领域，上海交通大学邓子新教授在井冈霉素的基因识别与组装合成的研究取得重大突破，在激烈国际竞争中率先获得了完整的井冈霉素基因簇，该工作成果在《细胞》系列之《化学生物学》上发表后，被多家国际权威杂志报道，受到高度评价，并在Nature系列杂志之一的《自然生物技术》专栏撰专文特别报道，这是我国在重大生物技术成果及潜力方面的首次专题报道。在应用研究领域，华东理工大学于遵宏教授主持的多喷嘴对置式水煤浆气化技术研究创造性地提出了一套行之有效的气流床气化技术开发方法，获得了2006年中国石油和化学工业协会科技进步特等奖、2006年中国国际工业博览会创新奖。在国防科技领域，西北工业大学张定华教授围绕整体叶盘研制突破了18项关键技术，系统解决了研制全过程的主要工程技术难题，实现了5个方面的集成创新和复杂整体结构件加工技术的跨越，打破了国外的技术封锁，使我国成为世界上具备整体叶盘制造能力的少数几个国家之一。由华中科技大学、清华大学、北京大学、北京航空航天大学等12所高校完成的“中国教育科研网格ChinaGrid“重大专项研究的总体设计和关键技术达到了国际先进水平。
由清华大学等高校完成的中国下一代互联网示范工程CNGI―CERNET2，第三军医大学完成的治疗性乙肝疫苗研究和中国科技大学完成的两粒子复合系统量子态的隐形传输等3项成果入选2006年中国十大科技进展新闻。CERNET2建设位列十大科技进展之首。
南京大学等单位精确测量银河系英仙座旋臂距太阳系的距离，中国科技大学发现一种可有效通过皮肤传送大分子药物的透皮短肽，清华大学、中国科技大学在光纤通信中成功实现一种抗干扰的量子密码分配方案，上海交通大学研究证明人类干细胞可存活于山羊体内 ，4项成果入选2006年中国基础研究十大进展。
产学研结合实现突破
2006年高校与地方政府和企业的合作成果鉴定丰硕。中山大学牵手企业、地方政府，“零转让”十项科研成果（所谓“零转让”，就是校方转让科研成果的着眼点不局限于转让时的“瞬间”效益，而是以知识产权在企业中占有股份的形式，把教授们的科研成果成功地转化出去，学校更加关注成果转化的社会效益，可以少要甚至不要回报），力助社会主义新农村建设。北京市科委、中关村科技园区管委会、海淀区人民政府分别与清华大学、北京大学、北京科技大学等高校签署了联手共建“中关村开放实验室”的合作协议，以充分发挥中关村地区科技资源的优势和作用，进一步促进产业界和高校深化产学研合作。同济大学与苏州市政府签署校市全面科技合作协议，共同建设现代化创意设计产业园，力求使同济大学科技成果转化走出小循环，进入经济社会发展的大循环，在带动地方经济发展的同时，促进高校产业的可持续发展。
2006年，教育部科技发展中心举办“2006中国高校―大型企业合作论坛”，推动我国高等学校与大型企业开展科技与人才培养合作，全面提升产学研结合的范围、力度和层次。
2006年初，教育部与广东省启动建立产学研合作机制，成立了产学研结合协调领导小组，出台了《关于加强产学研合作，提高广东自主创新能力的若干意见》，探索省部合作促进产学研结合的新路子，广东省投资1亿元设立产学研合作基金。一年来的实践表明，这种在政府推动下促进产学研合作的方式是行之有效的。
2006年末，教育部分别在浙江和河北召开了“高校服务地方经济工作会议”和“高校为社会主义新农村服务座谈会”，进一步组织和动员高校科技力量为经济建设和社会发展服务。
成果转化和科技产业发展提速
2006年10月，科技部和教育部联合发出《关于认定国家大学科技园的通知》，新认定了12个国家大学科技园，至此，全国国家大学科技园数量已达到62个。清华大学国家技术转移中心等7家依托高校建设的技术转移平台在成果转化等方面发挥了重要作用。
2006年11月15日，教育部召开推进高校产业规范化建设视频会议，周济部长发表重要讲话，对规范化建设工作提出的指导意见：要进一步提高对高校产业规范化建设工作重要性的认识，把产业规范化建设列为学校的“一把手工程”，各高校党政“一把手”要齐抓共管产业改革改制工作，更好地促进高校产业的规范、有序、健康发展。会议的召开将高校科技企业的规范化管理工作进一步推向深入。
承担重大科研能力显著增强
全国科技大会之后，《纲要》提出的16个重大专项相继进入论证阶段。教育部作为成员参与全部16个重大专项的领导小组。目前，各重大专项正在进入实施方案编写和专家论证阶段。教育部已就部分重大专项的实施方案，组织相关高校认真研讨。
2006年，“973”计划项目教育部作为第一依托单位立项数为21项，占当年项目总数的32%；
高校作为第一承担单位并任首席科学家的项目29项，占总数的45%。2006年国家启动重大基础研究计划，设立蛋白质、量子调控、生殖与发育、纳米等4个计划。高校立项总数占全国64%，项目经费近1.3亿，占全国的66%。高校共获得国家杰出青年基金资助106人，占当年总数的66%。
2006年，高校承担的“863”项目也比“十五”同期有了较大幅度的增长，牵头承担的重大项目课题数量占到21%，重点项目课题数量占到34%，专题课题数量占到63%。
2006年，高校在国家科技支撑计划项目上实现了新的突破，由教育部牵头组织实施的国家支撑计划项目共有16项通过了国家组织的论证，其中包括“现代农村信息化关键技术研究与示范”和“村镇空间规划和土地利用关键技术研究”2个重大项目。截至到2006年底，共有高校牵头的6个项目，近200个课题正式启动，获得国家专项资助6.3亿，占总数的21%。
2006年高校承担科技部“国际科技合作计划”（专项经费）项目94项，占全国总数的34%，共获得资助专项经费 1.2亿元。承担国家软科学研究计划指令性项目61项，占全国总数的60 %。
2006年“教育部科学技术研究项目计划”和“高校科技创新工程培育项目计划”继续实施。重大项目共立项16项，资助率为27%。重点项目共立项326项，其中直属高校156项，资助率为74%；
地方高校170项，资助率为65%。培育项目共立项59项，资助率为53%。
科技发展环境不断优化
根据国务院部署，教育部牵头制订9项《国家中长期科学和技术发展规划纲要 （2006~2020年纲要》（下称《纲要》）配套政策实施细则。其中，将于近期出台的《关于加强研究型大学建设 增强自主创新能力的若干意见》明确提出研究型大学建设的指导思想、战略目标和主要措施，将推动我国高水平研究型大学建设，促进高校科技工作协调持续发展。
为进一步发挥高校在区域创新体系建设中的重要作用，教育部还联合科技部、国家发改委、国家外专局等研究制定了《教育部科技部关于加强地方高等学校科技创新工作的若干意见》、《充分发挥高校作用，加强产业技术创新工作的指导意见》、《高等学校学科创新引智基地管理办法》、《国家大学科技园认定和管理办法》和《国家大学科技园“十一五”发展规划纲要》。
2006年，教育部科技司牵头完成了“国家知识产权人才队伍建设和宣传普及”和“2020教育发展纲要信息化”专题研究；
参与编制《生物产业“十一五”规划》，参与完成高等教育专题研究；
支持教育部科学技术委员会开展的2个重大战略研究项目――“面向创新型国家的工程教育改革研究”和“高校科技创新能力建设研究”，并取得标志性研究成果；
配合部内有关司出台《教育部关于树立社会主义荣辱观进一步加强学术道德建设的意见》。受理多项有关学风问题的举报，逐项查清了事实，研究处理意见，既有力打击了学风不端者的不良行径，也恰当保护了不同学者间的学术分歧。
创新平台建设迈上台阶
2006年国家实验室扩大试点10个，依托高校建设的上海交通大学船舶工程、南京大学固体微结构、西南交通大学轨道交通、中国海洋大学海洋科学、北京航空航天大学航空科学与技术等进入试点范围。农业国家实验室也在争取依托高校进行建设。先期试点的清华大学信息科学与技术、北京大学与中科院联建的分子科学、华中科技大学光电等国家实验室进展良好。
北京科技大学“重大工程材料服役安全评价试验装置”、 华中科技大学“强磁场实验装置（脉冲强磁场部分）”和中国地质大学（武汉）、武汉大学、同济大学共同参与的“中国地壳运动观测网络工程”等 国家大科学工程项目正式批复立项，总投入6.5亿元。
“海洋科学综合考察船”和“蛋白质研究基础设施”等项目正在积极争取。
2006年高校承担的大型科学仪器设备的共享平台、材料环境腐蚀网、材料科学数据共享网、中国数字科技馆、岩石和化石标本标准化整理整合及共享试点等一批国家科技基础条件平台建设项目取得良好进展，产生了较大影响。
目前，国家重点实验室共有198个，其中依托高校建设的有125个，占总数的63％。依托高校建设的国家工程研究中心共45个，占总数的36％，依托高校建设的国家工程技术研究中心共37个，占总数的27％。
教育部重点实验室共352个，其中开放运行的187个，正在建设的165个。教育部工程研究中心共171个，其中2006年启动建设的126个。教育部战略研究基地共4个，其中2个为2006年新建。一些学校在整合资源的基础上探索新的科研组织形式，成立了研究院、工程技术院、国防院等，深化了科技体制改革，推动了学科交叉和资源共享。
团队培养和人才计划稳步推进
2006年是实施“高等学校学科创新引智计划”（“111计划”）的第二年。当年共受理64个项目申报。经专家评审，确定了51个学科创新引智基地列入本年度资助计划。这些基地共引进诺贝尔奖获得者2名，10个国家的院士40名，以及29个国家和地区的教授及同等职位者近400名。基地的国内合作研究人员500余名,包括17位院士、72位长江学者。目前，引智基地总数已达77个。
2006年“长江学者和创新团队发展计划”创新团队项目经通讯评审、会议答辩和现场考察程序，共遴选优秀创新团队63个立项资助。63位团队带头人中，有两院院士4人，长江学者31人，33人曾获国家杰出青年科学基金。创新团队项目3年共资助182个优秀创新团队，其中有的通过评审已获得国家自然科学基金委“创新研究群体科学基金”的资助。
“新世纪优秀人才支持计划”2006年共受理申请1378人。经专家会议评审，共资助937人。其中自然科学领域740人，人文社会科学领域197人。2004年以来，该计划共资助新世纪优秀人才2800余人。其中相当一部分入选教育部长江学者奖励计划和获得国家杰出青年科学基金。
服务国防和国家安全建设成绩裴然
高校通过充分了解需求，加大资源整合力度，在国防基础科研、预研、军品配套、型号研制、重大项目研制与创新等方面，承担了一大批国防科研项目。项目几乎涵盖了军工科研工作的所有领域和若干国防科研计划。通过项目的实施，完成了一大批创新成果，对于加快我国新军事变革，推动国防科技现代化和武器装备科研生产的跨越式发展，全面提升我国国防科技的整体实力和水平做出了重要贡献。
2006年12月，教育部召开了“高等学校国防科技工作会议”，总结了“十五”期间高等学校国防科技工作成绩与经验，全面部署“十一五”期间高校国防科技工作。
教育信息化建设生机勃勃
2006年9月，由中国教育和科研计算机网CERNET网络中心联合清华大学、北京大学等25所高校共同建设的CNGI-CERNET2/6IX通过项目验收和技术鉴定。由10位院士组成的项目鉴定委员会一致认为：CNGI－CERNET2/6IX是我国自主设计和以国产关键设备为主的大型下一代互联网主干网，是目前世界最大的纯IPv6互联网主干网。该项目起点高，实现难度大，特别是“建设纯IPv6大型互联网主干网”、“基于真实IPv6源地址的网络寻址体系结构”和“IPv4 over IPv6网状体系结构过渡技术”属国际首创，在总体上达到世界领先水平。
2006年7月，由华中科技大学、清华大学、北京大学、北京航空航天大学等12所大学联合研发的中国教育科研网格“China Grid”通过成果鉴定。该项目，整合了全国20所高校的大量网格资源，建立了资源共享、配置灵活、跨学科、跨地域的高效网格环境，系统总体设计和关键技术达到国际先进水平。
地方高校科技创新地位凸显