设计
本文采用Logistic分布函数进行统计分析，建立模型如下：
为了估计β必须求出L（β）的极大值，需采用对数法，催化反应函数可得出解释变量x对结局变量y的平均期望值。
E[Y（T）]=1/N∑[β0+β1t+β2t2+β3M（t，xi）+β4M（t，xi）2+β5tM（t，xi）]
其中，N是样本容量，t为样本点，T为企业得到补贴额度，广义的倾向得分Mi=[∧（xiβ）]Ti×[1-∧（xiβ）]（1-Ti）
2.政府对农户补贴及粮食产量实证分析如表
单位：（万吨，亿元）
可知粮食直补自2009年来趋于稳定，对农户补贴的金额由1274.5亿元增加到1973.5亿元，年均增长率11.54%；农户总产量也随补贴的增加在不断的增长，从53082.31万吨增加到60193.8万吨，年均增长率为3.19%。
统计结果显示P<0.0005，变量统计显著，说明结局变量产量受解释变量补贴影响，Z统计逐渐增大说明政府补贴对粮食产量的效果显著。
结果明显，该变量统计显著（Z=10.63，P=0.0003），Z统计值增大导致政府补贴对粮食出口效果显著。广义倾向性评分匹配催化反应函数将企业按区域不同和生产要素的密集程度不同进行分析和比较得出以下结论。
如图1分区域得到的粮企出口额对生产补贴的催化效应函数分布，由图可知东部和中部地区补贴程度高于西部，并且趋势线都在零以上，说明政府补贴对各地区粮食出口都具有促进作用，政府应鼓励出口生产补贴政策多投入到东部地区。
如图2表示密集程度不同的粮企出口相应政府补贴的催化效应函数。可以看出两个粮企对政府补贴催化效应趋势线都大于零，说明政府补贴对两种类型粮企的出口都具有促进作用，从走势图分析资本密集型始终在劳动密集型趋势线上方，说明政府补贴催化效应值资本密集型大于劳动密集型，这就意味着政府应该将更多的财政补贴向资本密集型转换。
参考文献：
[1]于建勋.生产补贴对出口的促进作用[J].统计研究，2012（10）.
[2]苏振东，洪玉娟，刘璐瑶.政府生产性补贴是否促进了中国企业出口--基于制造业企业面板数据的微观计量分析[J].管理世界，2012（05）.
[3]施炳展.补贴对中国企业出口行为的影响--基于配对倍差法的经验分析[J].财经研究，2012（05）.
[4]邵敏，包群.政府补贴与企业生产率--基于我国工业企业的经验分析[J].中国工业经济，2012（07）.
[5]Sourafel Girma，Yundan Gong，Holger G¨org，Zhihong Yu.Can Production Subsidies Explain China’s Export Performance？ Evidence from Firm-level Data. the Scandinavian Journal of Economics ，2009.
[6]Hirano K，G.W Imbens.“The Propensity Score with Continuous Treatments，”. Applied Bayesian Modeling and Causal Inference from Incomplete-Data Perspective，2004.
作者簡介：陈智昊（1993- ），男，江苏南通人，硕士研究生在读，研究方向：区域经济分析与规划；冉锦成，男，汉族，重庆奉节人，研究生，新疆农业大学，从事资源与环境经济研究
