摘 要：科技金融作為促進(jìn)創(chuàng)新要素深度融合的一種新型經(jīng)濟(jì)范式，能夠助推經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展與共同富裕的實(shí)現(xiàn)。在理論分析的基礎(chǔ)上，運(yùn)用熵值法計(jì)算我國2006—2021年的30個(gè)省區(qū)市的共同富裕指數(shù)與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平，利用超效率DEA測(cè)算科技金融效率值，并采用固定效應(yīng)和門檻效應(yīng)模型檢驗(yàn)科技金融與共同富裕間的關(guān)系，研究表明：科技金融與共同富裕間存在著“U”型關(guān)系，0.438為科技金融效率的拐點(diǎn)值；經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展在科技金融與共同富裕的關(guān)系中呈現(xiàn)雙門檻效應(yīng)，當(dāng)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平跨越第二門檻值0.155，科技金融對(duì)共同富裕的影響由負(fù)轉(zhuǎn)正。從優(yōu)化科技金融投入、加快科技金融產(chǎn)出、提供差異化政策、合理調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、健全保障機(jī)制方面為實(shí)現(xiàn)共同富裕提出建議。

關(guān)鍵詞：科技金融；共同富裕；經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展；科技創(chuàng)新；金融服務(wù)

中圖分類號(hào)：F832；F015

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1673-9841（2024）04-0141-14

一、問題的提出

2023年10月中央金融工作會(huì)議指出，要做好科技金融、綠色金融、普惠金融、養(yǎng)老金融、數(shù)字金融“五篇大文章”。其中“科技金融”居于首位，科技金融作為一個(gè)系統(tǒng)性、創(chuàng)新性的金融工具、服務(wù)和制度體系，旨在促進(jìn)科技開發(fā)、成果轉(zhuǎn)化以及高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，為新質(zhì)生產(chǎn)力的發(fā)展提供強(qiáng)有力的支撐。

2024年7月中國共產(chǎn)黨第二十屆中央委員會(huì)第三次全體會(huì)議召開，會(huì)議重點(diǎn)研究了進(jìn)一步全面深化改革、推進(jìn)中國式現(xiàn)代化問題，會(huì)中明確指出“在發(fā)展中保障和改善民生是中國式現(xiàn)代化的重大任務(wù)”，這一表述與中國共產(chǎn)黨第二十次全國代表大會(huì)中提出的“中國式現(xiàn)代化是全體人民共同富裕的現(xiàn)代化”相呼應(yīng)，充分體現(xiàn)了黨改善人民生活，實(shí)現(xiàn)共同富裕的決心。在推進(jìn)共同富裕目標(biāo)實(shí)現(xiàn)的過程中，人民的生活水平整體上得到了顯著提高。然而，城鄉(xiāng)、區(qū)域之間發(fā)展不均衡的問題仍然存在。隨著科技持續(xù)進(jìn)步和創(chuàng)新，我國生產(chǎn)力、競(jìng)爭(zhēng)力以及經(jīng)濟(jì)質(zhì)量顯著提升，勞動(dòng)者的收入水平也隨之提高?？萍紕?chuàng)新不僅推動(dòng)了經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，還提升了勞動(dòng)者的收入水平。當(dāng)然，上述目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)需要足夠的資金投入，需要科技與金融的深度融合［1］，因此發(fā)展科技金融將是實(shí)現(xiàn)共同富裕目標(biāo)的重要途徑。

從實(shí)踐層面來看，科技金融是科技創(chuàng)新與金融服務(wù)的有機(jī)融合［2］，通過金融資本有效開發(fā)科技資源，推動(dòng)科技進(jìn)步；同時(shí)，科技資源的有效利用也可以促進(jìn)金融資本的增值［3］。具體而言，首先，科技金融推動(dòng)了科技創(chuàng)新，對(duì)改善社會(huì)生產(chǎn)、推進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、調(diào)整經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、提高效率、促進(jìn)公平、縮小收入差距等方面起到了積極作用［4-5］。其次，科技金融作為金融體系的重要組成部分，具有普惠性質(zhì)，能為不同社會(huì)階層服務(wù)，并在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的各個(gè)環(huán)節(jié)發(fā)揮作用［6］。加大對(duì)小微企業(yè)、個(gè)體工商戶、農(nóng)村地區(qū)等相對(duì)弱勢(shì)群體的金融支持，可以消減金融資源配置不均衡、不科學(xué)、不合理可能帶來的貧富分化［7］，從而推動(dòng)實(shí)現(xiàn)共同富裕目標(biāo)。因此，研究科技金融對(duì)共同富裕的影響機(jī)制與效果具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

縱觀現(xiàn)有文獻(xiàn)，學(xué)者們廣泛探討了科技金融對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、金融服務(wù)質(zhì)量提升等的影響，但鮮有文獻(xiàn)關(guān)注科技金融對(duì)共同富裕的影響機(jī)制及效果。基于以上分析，本文在理論分析的基礎(chǔ)上，選取我國30個(gè)省區(qū)市作為研究對(duì)象，探討科技金融與共同富裕之間的關(guān)系，主要邊際貢獻(xiàn)在于：第一，研究發(fā)現(xiàn)科技金融作用于共同富裕的拐點(diǎn)值為0.438，兩者之間存在著顯著的“U”型關(guān)系；第二，研究發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平是一個(gè)重要的門檻變量，只有當(dāng)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平跨越門檻值時(shí)，科技金融才能促進(jìn)共同富裕的實(shí)現(xiàn)。因此，本文深入探究科技金融是否促進(jìn)了共同富裕，以期為實(shí)現(xiàn)人民共同富裕的中國式現(xiàn)代化貢獻(xiàn)智慧。

二、理論分析與研究假說

1912年，Schumpeter首次提出“創(chuàng)新”的概念，并論證了貨幣、信貸和利率等金融變量對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的影響，開啟了對(duì)科技金融的研究［8］。2003年，Perez揭示了技術(shù)創(chuàng)新與金融資本的基本范式“新技術(shù)崛起—經(jīng)濟(jì)發(fā)展不確定—風(fēng)險(xiǎn)資本進(jìn)入新技術(shù)領(lǐng)域—金融資本與技術(shù)創(chuàng)新高度耦合—技術(shù)創(chuàng)新繁榮和金融資本爆發(fā)式增長(zhǎng)” ［9］，而后這一基本范式成為科技金融主要的理論來源。此后，科技金融內(nèi)涵逐漸豐富，趙昌文提出，科技金融是促進(jìn)科技開發(fā)、成果轉(zhuǎn)化和高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的一系列金融工具、金融制度與金融服務(wù)的系統(tǒng)性、創(chuàng)新性安排，是由向科學(xué)與技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)提供融資資源的各種主體及其在科技創(chuàng)新融資過程中的行為活動(dòng)共同組成的一個(gè)體系，是國家科技創(chuàng)新體系和金融體系的重要組成部分［10］。

科技金融從兩個(gè)方面影響共同富裕。一方面，科技金融通過賦能中小微企業(yè)的發(fā)展，提升中小微企業(yè)經(jīng)營者和員工的收入水平，分享改革發(fā)展的紅利；另一方面，科技金融助推經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，做大國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展的“蛋糕”，有助于共同富裕的實(shí)現(xiàn)。

當(dāng)科技金融投入水平較低且金融市場(chǎng)體系不完善時(shí)，容易出現(xiàn)資源分配失衡、投資冗余等問題。首先，不同企業(yè)、行業(yè)以及生產(chǎn)者在市場(chǎng)上獲取信息和機(jī)會(huì)的差異性會(huì)導(dǎo)致資源分配的失衡［11］。其次，由于金融市場(chǎng)的不完善，科技創(chuàng)新在初期的風(fēng)險(xiǎn)管理能力較弱，這會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)造成不利影響［12］。此外，在熱門領(lǐng)域的研發(fā)存在“一哄而上”的現(xiàn)象，這會(huì)導(dǎo)致研發(fā)效率不高及研發(fā)人員冗余等問題，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生消極阻礙作用［13］。因此這一階段的科技金融抑制了共同富裕的實(shí)現(xiàn)。

當(dāng)科技金融投入水平達(dá)到一定程度且金融市場(chǎng)體系趨于完善時(shí)，整體環(huán)境對(duì)推動(dòng)科技創(chuàng)新和實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展具有積極作用。首先，科技金融發(fā)揮著金融普惠功能，能夠支持中小微企業(yè)進(jìn)行科技創(chuàng)新，由此優(yōu)化成果分配并縮小貧富差距［14］。其次，科技金融還能夠促進(jìn)科技創(chuàng)新，推動(dòng)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，提高最終產(chǎn)出水平并改善居民生活質(zhì)量，從而提升社會(huì)整體收入和福利水平［15］。此外，科技金融有助于金融資源實(shí)體化，縮小金融泡沫，減少二次分配的不平等現(xiàn)象，優(yōu)化成果分配［16］。因此這一階段的科技金融促進(jìn)了共同富裕的實(shí)現(xiàn)。

綜上所述，科技金融效率較低時(shí)，資源的分配不均會(huì)在一定程度上抑制共同富裕的實(shí)現(xiàn)。隨著科技金融效率的提高，科技金融可以提升科技創(chuàng)新整體能力，也可以為中小微企業(yè)提供更有力的金融支持，促進(jìn)財(cái)富的均衡分配，從而推動(dòng)共同富裕的實(shí)現(xiàn)。

基于以上分析，提出如下研究假說：

H1：科技金融與共同富裕間存在著“U”型關(guān)系。

經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展是科技金融與共同富裕的基礎(chǔ)。經(jīng)濟(jì)發(fā)展的質(zhì)量和效益提升，會(huì)使得金融體系的效率和穩(wěn)定性得到增強(qiáng)，從而激勵(lì)企業(yè)增加研發(fā)投入，提高生產(chǎn)效率和質(zhì)量，最終推動(dòng)科技金融領(lǐng)域的發(fā)展，為實(shí)現(xiàn)共同富裕奠定有力基礎(chǔ)。同時(shí)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展本身的最終落腳點(diǎn)和根本目標(biāo)就是共同富裕［17］。然而，在實(shí)際運(yùn)行中，經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展初期存在著人才儲(chǔ)備不足、區(qū)域間發(fā)展不均衡等問題［18-19］，這可能限制科技金融對(duì)共同富裕的促進(jìn)作用，導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平在科技金融推進(jìn)共同富裕實(shí)現(xiàn)的過程中表現(xiàn)出階段性特征。具體分析如下：

科技金融發(fā)展水平較低時(shí)，經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展通常處于增長(zhǎng)初期，以傳統(tǒng)的粗放型要素驅(qū)動(dòng)為主［20］。這種情況下，研究與試驗(yàn)發(fā)展經(jīng)費(fèi)投入不足、資源配置結(jié)構(gòu)失衡，企業(yè)創(chuàng)新動(dòng)力不足，會(huì)導(dǎo)致市場(chǎng)的新產(chǎn)品和服務(wù)嚴(yán)重不足，可能還會(huì)加劇區(qū)域差距，從而在一定程度上抑制共同富裕的實(shí)現(xiàn)。隨著經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平的提升，經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)逐漸向技術(shù)密集型轉(zhuǎn)變［21］，科技金融發(fā)展由此受到重視，其資源配置優(yōu)化功能得以充分發(fā)揮。具體而言，一方面，科技金融引導(dǎo)資本流向新技術(shù)領(lǐng)域，促進(jìn)戰(zhàn)略性新技術(shù)和新產(chǎn)品的發(fā)展，同時(shí)結(jié)合產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)效應(yīng)與協(xié)同創(chuàng)新，有效推動(dòng)區(qū)域間技術(shù)交流，促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展；另一方面，科技金融引導(dǎo)資源流向?qū)嶓w經(jīng)濟(jì)，降低二次分配的不平等程度［22-23］，從而推動(dòng)共同富裕目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)。

基于以上分析，提出如下研究假說：

H2：隨著經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平的提高，當(dāng)其超過一定閾值后，科技金融對(duì)共同富裕的影響由負(fù)轉(zhuǎn)正。

三、實(shí)證研究設(shè)計(jì)

（一）變量選取

1.被解釋變量——共同富裕指數(shù)

共同富裕指數(shù)（cp）：共同富裕是以人民為中心、消除兩極分化和貧窮的普遍富裕，是將社會(huì)和諧、生態(tài)文明包含在內(nèi)的不斷滿足人民對(duì)美好生活需求的全面富裕［24］。因此，在構(gòu)建共同富裕指標(biāo)體系時(shí)，本文綜合借鑒陳麗君和萬廣華等的指標(biāo)構(gòu)建，將發(fā)展性、共享性和可持續(xù)性作為一級(jí)指標(biāo)維度［25-26］，并基于研究目的從中選取了21個(gè)三級(jí)指標(biāo)，具體內(nèi)容詳見表1。在構(gòu)建共同富裕指數(shù)時(shí)，首先對(duì)各個(gè)三級(jí)指標(biāo)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，然后使用熵值法賦予各項(xiàng)指標(biāo)權(quán)重，進(jìn)行最后的指數(shù)合成。

2.核心解釋變量——科技金融效率

科技金融效率（tf）：科技金融是科技創(chuàng)新與金融服務(wù)的有機(jī)融合，以融資功能為基礎(chǔ)，以服務(wù)科技創(chuàng)新企業(yè)、科技成果轉(zhuǎn)化以及科技研發(fā)為目的和宗旨，是金融以科技創(chuàng)新為載體獲取經(jīng)濟(jì)價(jià)值、生態(tài)價(jià)值和社會(huì)價(jià)值，以有利于經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的實(shí)踐活動(dòng)［27］。借鑒薛曄等對(duì)科技金融投入、產(chǎn)出指標(biāo)的選取，參考了其勞動(dòng)投入、資本投入，科技產(chǎn)出、效益產(chǎn)出指標(biāo)的設(shè)置［28］。此外，科技金融作為支持經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的重要力量，其評(píng)價(jià)應(yīng)當(dāng)體現(xiàn)新發(fā)展理念，因而在指標(biāo)體系中增選了數(shù)字投入要素，且在科技產(chǎn)出中加入了對(duì)綠色要素的考量，具體見表2。

科技金融效率的計(jì)算是一個(gè)多投入、多產(chǎn)出的復(fù)雜過程，且我國近幾年來對(duì)科技金融的投入力度不斷加大?；谶@一現(xiàn)實(shí)狀況，本文選擇“投入角度”的超效率數(shù)據(jù)包絡(luò)分析模型（Super Efficiency Data Envelopment Analysis，SE-DEA）對(duì)我國各個(gè)省區(qū)市的科技金融效率進(jìn)行測(cè)算?？紤]到科技金融投入產(chǎn)出之間存在時(shí)滯性效應(yīng)，為保證測(cè)算結(jié)果的真實(shí)有效，本文設(shè)置科技金融產(chǎn)出期滯后于投入期1年，即t-1期的投入對(duì)應(yīng)t期的產(chǎn)出。

3.門檻變量——經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平

經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平（econ）：經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展是以滿足人民日益增長(zhǎng)的美好生活需要為目標(biāo)的高效率、公平和綠色可持續(xù)的發(fā)展，是五位一體的協(xié)調(diào)發(fā)展［29］ 。既具系統(tǒng)平衡性特征，即經(jīng)濟(jì)、政治、社會(huì)生態(tài)各領(lǐng)域平衡，又具民生指向性特征，即滿足人民的美好生活需要［30］。本文在已有研究的基礎(chǔ)上，遵循科學(xué)、全面、動(dòng)態(tài)原則，參考曾藝等人的做法，從經(jīng)濟(jì)發(fā)展動(dòng)能、經(jīng)濟(jì)發(fā)展結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展成果三個(gè)方面構(gòu)建經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展指標(biāo)體系［31］。具體如表3所示。

4.控制變量

共同富裕除了受到核心解釋變量科技金融效率的影響，同時(shí)也受到其他因素影響。為了保證模型估計(jì)的準(zhǔn)確度，本文參考學(xué)者羅明忠和劉文文等的研究，選取以下變量作為控制變量［32-33］。（1）市場(chǎng)化水平（mi）。市場(chǎng)化進(jìn)程的加快有助于完善市場(chǎng)分配制度，促使有效市場(chǎng)和有為政府更好地結(jié)合，弱化傳統(tǒng)市場(chǎng)中“優(yōu)勝劣汰”效應(yīng)，在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的同時(shí)兼顧效率與公平［34］。本文采用市場(chǎng)化綜合指數(shù)

根據(jù)王小魯團(tuán)隊(duì)所發(fā)布的中國分省化指數(shù)報(bào)告整理所得。

來衡量市場(chǎng)化水平。（2）平均受教育年限（edu）。隨著平均受教育年限的增加，社會(huì)勞動(dòng)力整體素質(zhì)提高，能有效促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，同時(shí)，教育有助于提高公眾的社會(huì)責(zé)任感，從而減少社會(huì)不平等現(xiàn)象。本文采用人均受教育年限來衡量此指標(biāo)。（3）城鎮(zhèn)化率（urban）。城鎮(zhèn)化的加深可提高居民的收入水平，促進(jìn)公共服務(wù)的改善。本文采用城鎮(zhèn)人口/年末常住人口來衡量此指標(biāo)。（4）研發(fā)投入強(qiáng)度（rd）。研發(fā)投入強(qiáng)度的提高可以促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)升級(jí)，從而提高經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和就業(yè)水平，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)共同富裕。本文采用規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)研究與試驗(yàn)發(fā)展經(jīng)費(fèi)/地區(qū)GDP來衡量此指標(biāo)。

（二）模型構(gòu)建

為考察科技金融對(duì)共同富裕的直接影響機(jī)制，本文構(gòu)建雙向固定效應(yīng)模型，如式（1）：

cpit=α0+α1tfit+αk∑controlsit+μi+δt+εit（1）

上式中，t和i分別表示不同的年份和省份，cpit為被解釋變量，表示各省份共同富裕指數(shù)；tfit為解釋變量，表示各省份科技金融效率；controlsit為其他影響共同富裕指數(shù)的一系列控制變量；αk為控制變量的系數(shù)，μi表示地區(qū)固定效應(yīng)，δt表示時(shí)間固定效應(yīng)，εit表示隨機(jī)誤差項(xiàng)。

通過前文分析得出，經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展在科技金融與共同富裕間的關(guān)系中可能存在著門檻效應(yīng)，為了進(jìn)一步檢驗(yàn)三者間的關(guān)系，建立單門檻與雙門檻模型加以考察，單門檻模型如式（2），雙門檻模型如式（3）：

cpit=α0+α1tfit×I（thrit≤γ）+α2tfit×I（thritgt;γ）

+αk∑controlsit+μi+δt+εit（2）

cpit=α0+α1tfit×I（thrit≤γ1）+α2tfit×I（γ1≤thritlt;γ2）

+α3tfit×I（thritgt;γ2）+αk∑controlsit+μi+δt+εit （3）

上式中，thrit為門檻變量；I（·）為示性函數(shù)，當(dāng)括號(hào)內(nèi)門檻條件滿足時(shí)取值為1，否則為0；γ為單門檻模型的門檻值；γ1為雙門檻模型的第一門檻值，γ2為雙門檻模型的第二門檻值。

（三）數(shù)據(jù)來源與說明

綜合指標(biāo)數(shù)據(jù)的可獲得性，本文選取了我國30個(gè)省、自治區(qū)、直轄市2006—2021年的相關(guān)數(shù)據(jù)（除港澳臺(tái)外，由于西藏?cái)?shù)據(jù)缺失嚴(yán)重，故也從樣本數(shù)據(jù)中剔除）。數(shù)據(jù)均來源于2006—2021年歷年的《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國火炬統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》以及國家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)庫和各省市統(tǒng)計(jì)年鑒。對(duì)缺失值已用線性插值、擬合趨勢(shì)等方法補(bǔ)齊，并且在進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)時(shí)對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了標(biāo)準(zhǔn)化處理。各變量原始數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計(jì)如表4。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）基準(zhǔn)回歸分析

為了檢驗(yàn)科技金融發(fā)展對(duì)共同富裕的影響效果，進(jìn)行了基準(zhǔn)回歸，結(jié)果如表5所示。在列（1），未加入控制變量且不控制時(shí)間與個(gè)體效應(yīng)的情況下，科技金融一次項(xiàng)（tf）的系數(shù)為-0.482，科技金融二次項(xiàng)（tf2）的系數(shù)為0.677，均在10%的水平上顯著，這初步表明科技金融與共同富裕間存在非線性關(guān)系。為了克服不可觀測(cè)因素對(duì)共同富裕水平的影響，在列（2）～列（4）中引入控制變量。除此之外，列（2）控制了時(shí)間效應(yīng)，列（3）控制了個(gè)體效應(yīng)，其結(jié)果都顯示科技金融一次項(xiàng)（tf）的系數(shù)顯著為負(fù)，科技金融二次項(xiàng)（tf2）的系數(shù)顯著為正。為了更準(zhǔn)確地分析，列（4）對(duì)式（1）所示的雙向固定效應(yīng)模型進(jìn)行了回歸分析，其結(jié)果顯示科技金融一次項(xiàng)（tf）的系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，科技金融二次項(xiàng)（tf2）的系數(shù)在10%的水平上顯著為正，這表明科技金融對(duì)共同富裕的作用表現(xiàn)出先抑制后促進(jìn)的“U”型曲線特征。對(duì)比列（1）與列（4）可知，在加入控制變量且固定雙效應(yīng)后，R-squared從0.006提高到0.796，模型的擬合優(yōu)度顯著提升，說明雙向固定效應(yīng)模型的設(shè)定具有一定的穩(wěn)健性。

為了進(jìn)一步驗(yàn)證科技金融與共同富裕間的“U”型關(guān)系，參考Lind amp; Mehlum對(duì)“U”型關(guān)系的檢驗(yàn)，進(jìn)行了Utest檢驗(yàn)［35］。結(jié)果如表6所示，曲線拐點(diǎn)值為0.438，在科技金融效率（tf）的取值范圍內(nèi)，在10%的水平上顯著，拒絕原假設(shè)。根據(jù)slope結(jié)果看，在［0.320，0.438］范圍內(nèi)曲線斜率為-0.287，在［0.438，1.710］范圍內(nèi)曲線斜率為0.368，二者都在10%的水平上顯著。這表明科技金融與共同富裕間的“U”型關(guān)系顯著成立，在科技金融效率小于0.438時(shí)，科技金融的發(fā)展會(huì)抑制共同富裕的實(shí)現(xiàn)，而當(dāng)科技金融效率超過0.438后，科技金融對(duì)共同富裕的影響才能發(fā)生由負(fù)轉(zhuǎn)正的結(jié)構(gòu)性轉(zhuǎn)變，由此證明假設(shè)1成立。

從控制變量來看，如表5列（4）所示，市場(chǎng)化水平（mi）的系數(shù)為0.180，在1%的水平上顯著。市場(chǎng)化水平的提高會(huì)提升企業(yè)的生產(chǎn)效率，創(chuàng)造更多的就業(yè)機(jī)會(huì)，促進(jìn)產(chǎn)品和服務(wù)的多樣高質(zhì)化，同時(shí)優(yōu)化資源配置，進(jìn)而促進(jìn)共同富裕。平均受教育年限（edu）的系數(shù)為0.131，在1%的水平上顯著。因?yàn)檠娱L(zhǎng)勞動(dòng)者接受教育的時(shí)間可幫助其積累更多專業(yè)技能與知識(shí)，提升創(chuàng)新能力，創(chuàng)造出更新的產(chǎn)品和服務(wù)，為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與共同富裕貢獻(xiàn)力量。城鎮(zhèn)化率（urban）的系數(shù)為0.159，在1%的水平上顯著。城鎮(zhèn)化率的提高通常伴隨著城市化和工業(yè)化的發(fā)展，這不僅為社會(huì)帶來了更多的經(jīng)濟(jì)機(jī)會(huì)，更重要的是促進(jìn)了教育和醫(yī)療等資源的均衡分配，提高了居民的收入水平和生活質(zhì)量，從而推動(dòng)共同富裕。研發(fā)投入強(qiáng)度（rd）的系數(shù)為-0.202，在1%的水平上顯著。研發(fā)投入的加大容易導(dǎo)致資源的過度集中和技術(shù)的不平等傳播，進(jìn)而拉大貧富差距，從而不利于共同富裕的實(shí)現(xiàn)。

（二）內(nèi)生性檢驗(yàn)

在科技金融與共同富裕的關(guān)系檢驗(yàn)中，可能會(huì)存在遺漏變量或是雙向因果問題，故需要做內(nèi)生性處理。本文參考岳明陽和袁瀚坤的做法，又考慮到本研究樣本為面板數(shù)據(jù)，因而構(gòu)造各省份1984年每百人固定電話數(shù)（與個(gè)體變化有關(guān)）分別與上一年全國互聯(lián)網(wǎng)網(wǎng)民數(shù)（與時(shí)間有關(guān)）的交互項(xiàng)作為工具變量，再對(duì)全部變量加以控制并選擇雙重固定效應(yīng)，采用兩階段最小二乘法進(jìn)行檢驗(yàn)［36］。因工具變量個(gè)數(shù)與內(nèi)生性解釋變量個(gè)數(shù)相等，為恰好識(shí)別，故只需進(jìn)行弱工具變量檢驗(yàn)。表7報(bào)告了內(nèi)生性檢驗(yàn)結(jié)果。根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果來看，第一階段回歸結(jié)果偏R2p值為0.008，遠(yuǎn)小于0.050，表明不存在弱工具變量問題，所選工具變量合理有效。而且，工具變量與核心解釋變量的相關(guān)性顯著。根據(jù)第二階段回歸結(jié)果來看，如表8列（1）所示，科技金融一次項(xiàng)（tf）的系數(shù)在10%的水平上顯著為負(fù)，科技金融二次項(xiàng)（tf2）的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，假設(shè)1再次得到驗(yàn)證。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

第一，更換樣本區(qū)間。2020年以來，全球新冠疫情持續(xù)蔓延，世界經(jīng)濟(jì)受疫情沖擊，科技金融發(fā)展不可避免也遭受沖擊，故前述回歸結(jié)果可能受到影響。因此，剔除了2020—2021年可能會(huì)受影響的數(shù)據(jù)，沿用式（1）模型選取 2006－2019 年作為新的樣本區(qū)間進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)果如表8列（2）所示。結(jié)果顯示，科技金融一次項(xiàng)（tf）的系數(shù)為-1.039，在1%的水平上顯著；科技金融二次項(xiàng)（tf2）的系數(shù)為1.351，在1%的水平上顯著，與前文得到的回歸結(jié)果一致。

第二，縮尾處理。原始數(shù)據(jù)可能受各種原因影響而存在異常值，為了減小異常值對(duì)回歸結(jié)果產(chǎn)生的不利影響，本文借鑒多數(shù)文獻(xiàn)的做法，對(duì)被解釋變量進(jìn)行5%水平上的縮尾處理來消除異常值的干擾，結(jié)果如表8列（3）所示。結(jié)果顯示，科技金融一次項(xiàng)和二次項(xiàng)的系數(shù)符號(hào)和顯著性仍然沒有發(fā)生根本性的變化，再次論證了研究結(jié)論的穩(wěn)健性。

第三，滯后控制變量?？刂谱兞颗c被解釋變量間可能存在雙向因果關(guān)系，為解決可能由此產(chǎn)生的內(nèi)生性問題，本文將滯后一期的控制變量納入模型進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果如表8列（4）所示，科技金融發(fā)展一次項(xiàng)及二次項(xiàng)系數(shù)分別顯著為負(fù)值與正值，這表明在排除控制變量的干擾后，科技金融發(fā)展與共同富裕間的“U”型關(guān)系仍然存在，依舊支持基準(zhǔn)回歸的實(shí)證結(jié)果。

（四）異質(zhì)性分析

前文的研究發(fā)現(xiàn)，從全國層面來看，科技金融與共同富裕間存在著明顯的“U”型曲線特征。然而，這種影響可能在不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、不同地理特征的區(qū)域下存在差異。因此，需要進(jìn)一步做異質(zhì)性分析，其結(jié)果如表9所示。

根據(jù)各省區(qū)市經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展水平，本文將全國分為東部、中部、西部三個(gè)區(qū)域。根據(jù)回歸結(jié)果來看，東部區(qū)域科技金融一次項(xiàng)（tf）的系數(shù)為負(fù)，二次項(xiàng)（tf2）的系數(shù)為正，均在1%的水平上顯著。中部區(qū)域科技金融一次項(xiàng)（tf）的系數(shù)為負(fù)，二次項(xiàng)（tf2）的系數(shù)為正，但并不顯著。西部區(qū)域科技金融一次項(xiàng)（tf）的系數(shù)為正，二次項(xiàng)（tf2）的系數(shù)為負(fù)，有倒“U”型特征的趨勢(shì)，但不顯著。綜上，東部區(qū)域科技金融與共同富裕間存在著穩(wěn)健的“U”型曲線特征，中西部無此明顯特征。一種合理的解釋為：東部地區(qū)在信息、政策、經(jīng)濟(jì)與技術(shù)環(huán)境方面有明顯優(yōu)勢(shì)，科技金融發(fā)展較早，金融機(jī)構(gòu)和科技企業(yè)較為集中，因此在初始階段會(huì)出現(xiàn)一些負(fù)面影響，如金融資本的過度集中和科技金融創(chuàng)新帶來的風(fēng)險(xiǎn)不確定性等問題，會(huì)對(duì)共同富裕產(chǎn)生一定的抑制作用。隨著科技金融的不斷發(fā)展和創(chuàng)新，科技金融可以提高金融服務(wù)的效率和普惠性，促進(jìn)資源配置的優(yōu)化和社會(huì)經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展，從而對(duì)共同富裕產(chǎn)生積極影響。相比之下，在中部和西部地區(qū)，高?？蒲性核c傳統(tǒng)科技相關(guān)企業(yè)占主導(dǎo)，還存在著一些由東部地區(qū)或區(qū)域中心城市轉(zhuǎn)移的偏制造型科技企業(yè)，資源相對(duì)分散，因此科技金融對(duì)共同富裕的影響未表現(xiàn)出明顯的先抑制后促進(jìn)的特點(diǎn)。在這些地區(qū)，科技金融的發(fā)展可能更多地呈現(xiàn)出促進(jìn)共同富裕的趨勢(shì)，因?yàn)榭萍冀鹑诘陌l(fā)展可以帶動(dòng)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)和就業(yè)機(jī)會(huì)的增加，從而促進(jìn)地區(qū)間的均衡發(fā)展。

沿海和內(nèi)陸省份在經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)、技術(shù)優(yōu)勢(shì)、金融市場(chǎng)發(fā)展程度等方面存在顯著差異，因此本文根據(jù)有無海岸線的地理特征，將全國分為沿海和內(nèi)陸省份進(jìn)行異質(zhì)性分析。沿海省份科技金融一次項(xiàng)（tf）的系數(shù)在5%的水平上顯著為負(fù)，二次項(xiàng)（tf2）的系數(shù)在1%的水平上顯著為正。內(nèi)陸省份科技金融一次項(xiàng)（tf）與二次項(xiàng)（tf2）的系數(shù)雖分別為負(fù)和正，但并不顯著。一種合理的解釋為：沿海地區(qū)依靠地理區(qū)位優(yōu)勢(shì)與開放環(huán)境，通常擁有更發(fā)達(dá)的經(jīng)濟(jì)和科技基礎(chǔ)，因此科技金融的發(fā)展會(huì)導(dǎo)致一部分人的財(cái)富快速增長(zhǎng)和資源的過度集中，削減一些地區(qū)或群體的財(cái)富，從而加劇貧富差距。但隨著時(shí)間的推移，科技金融的發(fā)展能夠帶動(dòng)整個(gè)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，創(chuàng)造更多的就業(yè)機(jī)會(huì)和財(cái)富分配機(jī)會(huì)，從而促進(jìn)共同富裕。相比之下，內(nèi)陸地區(qū)的財(cái)富分配本身就相對(duì)均衡，科技金融的發(fā)展對(duì)貧富差距的影響可能相對(duì)較小。因此，內(nèi)陸地區(qū)科技金融對(duì)共同富裕的影響不會(huì)像沿海地區(qū)那樣有明顯的“U”型特征。

（五）門檻效應(yīng)分析

為了檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平（econ）的門檻效應(yīng)是否存在，采用Bootstrap自舉法對(duì)門檻值的存在性進(jìn)行檢驗(yàn)，反復(fù)抽樣500次得到表10的檢驗(yàn)結(jié)果。根據(jù)結(jié)果來看，單一門檻和雙重門檻均在5%的水平上顯著，三重門檻p值為0.710，未通過顯著性檢驗(yàn)，說明經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平在科技金融與共同富裕的關(guān)系中存在著顯著的雙門檻效應(yīng)。

表11展示了門檻效應(yīng)回歸結(jié)果，從結(jié)果來看，當(dāng)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平（econ）≤0.082（第一門檻值）時(shí)，科技金融系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)。在經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平較低時(shí)，國家科研資金投入較少、科技貸款發(fā)展滯后、風(fēng)險(xiǎn)管理渠道有所缺失，這些因素共同阻礙了科技金融的發(fā)展，從而抑制了共同富裕的實(shí)現(xiàn)。當(dāng)0.082＜econ≤0.155（第二門檻值）時(shí)，科技金融的系數(shù)雖為負(fù)，但并不顯著。在這個(gè)階段，科技金融由于投入的滯后性或受其他因素影響，尚未充分發(fā)揮作用，致使其對(duì)共同富裕的影響尚未凸顯。當(dāng)econ＞0.155時(shí)，科技金融的系數(shù)在5%的水平上顯著為正。這在一定程度上是因?yàn)楫?dāng)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展達(dá)到一定水平后，科技金融投入帶來了顯著的收益，促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，推動(dòng)了社會(huì)資源的合理配置，從而促進(jìn)共同富裕的實(shí)現(xiàn)。從控制變量來看，市場(chǎng)化水平、平均受教育年限、城鎮(zhèn)化水平均顯著地促進(jìn)了共同富裕的實(shí)現(xiàn)。由此假設(shè)2得到論證。

為了明晰各省科技金融與共同富裕間的關(guān)系以提出針對(duì)性建議，本文總結(jié)了2006年、2010年、2015年、2020年、2021年未跨越門檻值的省份，其結(jié)果如表12所示。從2006年至2021年，在東部地區(qū)，北京、天津、河北、上海、海南的經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平已逐步跨越第二門檻值，為科技金融與共同富裕創(chuàng)造了良好的環(huán)境，即科技金融能夠顯著促進(jìn)共同富裕的實(shí)現(xiàn)。然而，東部其余省份的經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平還未跨越第二門檻值，科技金融對(duì)共同富裕的影響尚不明朗。一種合理的解釋是，隨著近40年的快速工業(yè)化和經(jīng)濟(jì)發(fā)展，東部地區(qū)目前面臨發(fā)展瓶頸，如東南沿海經(jīng)濟(jì)帶的江蘇、浙江、福建、廣東省雖經(jīng)濟(jì)總量較大，但在區(qū)域產(chǎn)業(yè)協(xié)調(diào)及城鄉(xiāng)差距方面還略有不足，科技與產(chǎn)業(yè)的融合還在深化中，因此科技金融對(duì)共同富裕還未出現(xiàn)顯著的促進(jìn)效果；環(huán)渤海灣經(jīng)濟(jì)帶的山東、遼寧省位于北方地區(qū)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相對(duì)傳統(tǒng)，產(chǎn)業(yè)集聚能力還有待進(jìn)一步提升，科技金融對(duì)于促進(jìn)共同富裕實(shí)現(xiàn)的優(yōu)勢(shì)也未充分顯現(xiàn)。

在中部地區(qū)，山西、黑龍江、河南等省份科技金融與共同富裕間存在著顯著的正向關(guān)系，其余省份科技金融的作用尚未得到充分發(fā)揮。中部地區(qū)的資源稟賦相對(duì)有限，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以傳統(tǒng)制造業(yè)為主，缺乏多樣化的發(fā)展機(jī)會(huì)，這可能限制了其創(chuàng)新能力和投資潛力。因此，中部地區(qū)科技金融發(fā)展水平普遍一般，其對(duì)共同富裕的促進(jìn)效果也相對(duì)有限。

在西部地區(qū)，只有四川和重慶的經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平未跨越第二門檻值。作為西部地區(qū)較為中心的省份，重慶和四川在科技金融領(lǐng)域的發(fā)展水平相對(duì)較高。而這一領(lǐng)域通常涵蓋高薪高福利的職位，這些職位往往只由少數(shù)人掌握，從而在一定程度上擴(kuò)大了收入差距，也對(duì)一些傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)和就業(yè)崗位造成了沖擊，從而抑制了共同富裕的實(shí)現(xiàn)。

五、結(jié)論與建議

本文利用我國30個(gè)省區(qū)市2006—2021年的面板數(shù)據(jù)，根據(jù)共同富裕內(nèi)涵與時(shí)代特征建立了共同富裕評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，并采用熵值法計(jì)算得出共同富裕指數(shù)。同時(shí)，根據(jù)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的內(nèi)涵闡釋，通過熵值法評(píng)估了經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平。通過超效率DEA模型計(jì)算了科技金融效率。采用固定效應(yīng)模型、門檻效應(yīng)模型對(duì)科技金融對(duì)共同富裕的影響和作用機(jī)制進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。研究結(jié)果表明：第一，科技金融發(fā)展與共同富裕間存在著顯著的“U”型關(guān)系，科技金融效率的拐點(diǎn)值為0.438，且當(dāng)科技金融效率處于［0.438，1.710］區(qū)間時(shí)，科技金融效率每增長(zhǎng)1個(gè)單位，將促進(jìn)共同富裕指數(shù)提升0.368單位；第二，科技金融與共同富裕的“U”型關(guān)系存在地區(qū)異質(zhì)性，東部地區(qū)和沿海省份“U”型曲線特征明顯，而其他地區(qū)不顯著；第三，經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平在科技金融與共同富裕的關(guān)系中呈現(xiàn)雙門檻效應(yīng)，隨著經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平跨過閾值0.155，科技金融對(duì)共同富裕的影響由負(fù)轉(zhuǎn)正。

共同富裕的實(shí)現(xiàn)是一個(gè)復(fù)雜的系統(tǒng)性工程，絕非簡(jiǎn)單地推動(dòng)某一行業(yè)或者版塊的發(fā)展就能實(shí)現(xiàn)?；谏鲜鲅芯拷Y(jié)論，為科技金融推進(jìn)共同富裕的實(shí)現(xiàn)提出如下政策建議：

第一，優(yōu)化科技金融投入，加快科技金融產(chǎn)出，跨越“U”型曲線拐點(diǎn)，賦能共同富裕。基于前文基準(zhǔn)回歸結(jié)果，應(yīng)考慮科技金融投入與產(chǎn)出之間的結(jié)構(gòu)合理性，以保證科技金融的合理有效發(fā)展，從而推動(dòng)共同富裕的實(shí)現(xiàn)。在科技金融投入方面，首先應(yīng)大力發(fā)展直接融資，為企業(yè)挖掘?qū)萍紕?chuàng)新有耐心的私人投資者，培育專業(yè)的基金管理人，同時(shí)不斷完善股權(quán)交易機(jī)制，構(gòu)建多層次資本市場(chǎng)體系；其次，創(chuàng)新間接融資模式，針對(duì)科技金融的風(fēng)險(xiǎn)性與長(zhǎng)期性特點(diǎn)，創(chuàng)新金融產(chǎn)品與服務(wù)，優(yōu)化投資回報(bào)和風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)機(jī)制。在科技金融產(chǎn)出方面，金融機(jī)構(gòu)可通過知識(shí)產(chǎn)權(quán)質(zhì)押、專利質(zhì)押等融資方式，為科技成果研發(fā)和轉(zhuǎn)化應(yīng)用提供特殊的金融產(chǎn)品。

第二，提供差異化政策扶持，充分釋放科技金融對(duì)鄰近省市的空間貢獻(xiàn)潛力，促進(jìn)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展。在中國共產(chǎn)黨第二十屆中央委員會(huì)第三次全體會(huì)議中，習(xí)近平總書記多次強(qiáng)調(diào)改革要堅(jiān)持從實(shí)際出發(fā)，遵循先立后破、因地制宜與分類指導(dǎo)的原則。這一改革方法論具有普適性，為實(shí)現(xiàn)共同富裕目標(biāo)提供了重要的指導(dǎo)框架?；谇拔牡漠愘|(zhì)性分析結(jié)果，應(yīng)充分考慮可能影響科技金融發(fā)揮效用的因素，以實(shí)現(xiàn)因地施策，推進(jìn)共同富裕。首先，政府可通過設(shè)立專項(xiàng)基金或提供政策支持，鼓勵(lì)沿海地區(qū)向內(nèi)陸地區(qū)輸送資源，同時(shí)推動(dòng)沿海地區(qū)與內(nèi)陸地區(qū)的科技企業(yè)和金融機(jī)構(gòu)合作，促進(jìn)資源的均衡配置和互利共贏。其次，中西部地區(qū)應(yīng)積極把握住科技金融的機(jī)遇期，結(jié)合當(dāng)?shù)貙?shí)際充分挖掘自身優(yōu)勢(shì)潛力，促進(jìn)科技成果的轉(zhuǎn)化。此外，東部較發(fā)達(dá)省份可在中西部設(shè)立科技金融分支機(jī)構(gòu)，以促進(jìn)科技金融資源的合理流動(dòng)，解決部分省份因技術(shù)發(fā)展滯后而面臨的科技成果轉(zhuǎn)化等問題。

第三，合理調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，健全保障機(jī)制，助力經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，完善科技金融推動(dòng)共同富裕實(shí)現(xiàn)的門檻條件。根據(jù)前文門檻效應(yīng)分析結(jié)果，經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平較低時(shí)，科技金融對(duì)共同富裕的影響不顯著甚至有抑制作用。因此，為了減小經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平過低造成的負(fù)面影響，一方面，應(yīng)當(dāng)健全保障機(jī)制，增加對(duì)教育、醫(yī)療等基本公共服務(wù)的投入，提升服務(wù)質(zhì)量和覆蓋范圍，從而提升人民幸福感，鼓勵(lì)他們更積極地參與社會(huì)和經(jīng)濟(jì)建設(shè)。另一方面，需要優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是破解“穩(wěn)發(fā)展、促增長(zhǎng)”困局的有效路徑，有助于建立共同富裕的長(zhǎng)效機(jī)制。具體而言，既要加強(qiáng)對(duì)傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的改造和升級(jí)，推動(dòng)有條件的潛力型省份發(fā)展電子信息制造、數(shù)據(jù)存儲(chǔ)和挖掘等戰(zhàn)略性科技新興產(chǎn)業(yè)，又要引導(dǎo)經(jīng)濟(jì)向高附加值、高技術(shù)含量和環(huán)保型產(chǎn)業(yè)發(fā)展，加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高端化轉(zhuǎn)型。

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Sci-TechFinance，High-Quality Economic Development and Common Prosperity：

An Empirical Analysis Based on Threshold Effect

Abstract：As a new economic paradigm to promote the deep integration of innovation elements，science and technology （Sci-Tech） finance has boosted the progress of science and technology，better exerted the inclusive nature of finance，and injected the vitality of the age for the realization of common prosperity. Based on the theoretical analysis，this paper calculates the index of common prosperity level and the level of high-quality economic development of 30 provinces and municipalities in China from 2006 to 2021 with the entropy method，measures the efficiency value of science and technology finance by using super-efficiency DEA，and examines the relationship between science and technology finance and common prosperity by adopting fixed effect and threshold effect models. The study has the following findings. First，there is a “U”-shaped relationship between sci-tech finance and common prosperity，and 0.438 is the inflection point of science and technology financial efficiency. Second，the high-quality development of the economy presents a double-threshold effect in the relationship between sci-tech finance and common prosperity，and the impact of sci-tech finance on common prosperity turns from negative to positive when the level of high-quality development of the economy crosses the second threshold value of 0.155. Finally，the paper offers suggestions on realizing common prosperity by optimizing the inputs and accelerating the outputs of sci-tech finance，implementing differentiated policies，rationally adjusting the industrial structure，and enhancing the guarantee mechanism.

Key words：sci-tech finance；common prosperity；high-quality economic development；scientific and technological innovation；financial services