高校扩招、重点高中制度与高等教育入学机会
本次研究所使用的数据来自2012-2013年上海大学社会科学调查中心课题组主持的“社会发展与社会建设”大型社会调查。本次调查在全国抽取了上海、河南、甘肃、吉林、云南和广东等六省市作为调查实施地点。该数据收集了受访者详细的教育信息。包括受访者最高的受教育程度、就读的本科学校以及入学时间、就读的高中类型及其时间等等。除此之外，本调查也收集了研究所需要的受访者的年龄、性别、收入、父亲职业、户籍等情况。共获得问卷5745份。其中男性问卷2840份，女性问卷2945份。总体而言，本数据能够为这次研究提供充分的经验资料。关于本次的调查过程，首先，在六省市中，以街道、乡镇为初级抽样单位，以PPS抽取，最终抽取20个街道或乡镇；其次，以居民委员会、村民委员会为二级抽样单位，每个街道、乡镇PPS抽取2个居、村委，也就是40个居、村委会；最后，以家庭住户并在每户中，根据家庭登记表中记录的家庭情况，根据Kish表最终确定1人为最终抽样单位，每个居或村委分配到25个样本，整个调查为1000个样本。由于本研究分析1978年以后大学的入学机会，所以选取高中毕业于1978年以后的个案。
本研究借鉴Mare的升学模型(logistic response model of school continuation)进行分析。该模型能够控制由于时间的变化而导致的边际效应问题，所以受到许多研究者的欢迎[50][51]。本研究除了把关键变量与一般控制变量放到模型中之外，还把年龄组作为控制变量放入到模型中，并通过探讨关键变量与年龄组的交互效应来揭示高等教育入学机会的时间变化，这样更加有利于比较不同历史阶段的差异。其简单表达式为：
在上述公式中，是第i个人上大学的概率，a为常数，b和d为系数，X表示自变量，EX表示所研究变量的交互效应。
高等教育升学率，本文的因变量是个体考取大学的概率(大学包括大专、大学本科和研究生及以上)，即所有读高中的人中是否考取大学。考取大学为1，否则为0。
1.高中类型：根据受访者的就读的高中类型，分为重点高中与非重点高中。重点高中编码为1，非重点高中编码为0。
2.高校扩招分期：在目前的数据中，很难找到与高校扩招直接对应的变量。根据已有文献，一般采用年龄分组进行代替。因为年龄分组包含了个人丰富的社会变迁历史。通过年龄分组可以区别不同人群的所经历的高中教育经历和高等教育经历，因而可以体现出因为某一具体历史事件而造成的影响。一般情况下参加高考的最低年龄为18周岁，但是“”期间高中学制比较混乱，为了最大可能地包含个案，本研究把参加高考的最低年龄定为16周岁。本研究根据受访者求学经历的相似性把受访者分为两个年龄组。第一，出生于1961-1982年间的人，这些人共同经历了改革开放以及高考制度恢复。他们年龄达到读大学时，“”基本结束，高考制度恢复，所以具有相似的读书经历。第二，出生于1983-1995年间的人，1999年中国实行了高等教育扩张的政策，高等教育的毛入学率逐年增加，高考的难度有所下降。所以这些人在参加高考时正面临这样一种新政策，因此他们的求学经历具有了相似性。
3.家庭社会地位：家庭社会地位是测量不同社会阶层的教育入学机会差异的重要变量。根据数据的情况，本研究中使用父亲的教育程度和14岁时父亲的具体职业为指标来测量家庭社会社会地位。
(1)父亲的教育程度：父亲的教育程度对子女的教育具有明显的影响。本次研究使用父亲的受教育年限作为控制变量。即根据中国各层次的教育所需要的教育年限，为父亲受到的最高教育类别赋值。无学历为0，小学和私塾为6，初中赋值为9，职业高中、普通高中、中专和技校为12，大学专科为15，大学本科为16，研究生为19。
(2)父亲职业，父亲的职业是指示学生家庭背景的重要变量之一。本文使用14岁时父亲的职业作为测量指标。父亲的职业被划分为四个类别。分别为党政机关、企业管理和中、高技术人员；办事人员、一般技术人员和个体户；工人和农民。
1.性别：研究表明，高等教育入学具有明显的性别差异。在本研究中，将受访者的性别纳入模型并将其编码“男性”=1，“女性”=0。
2.民族：由于我国采取对少数民族进行照顾的原则，因此在探讨高校入学机会时，需要把民族差异的因素进行控制。在本研究中民族分为汉族与少数民族，汉族编码为1，少数民族编码为0。
3.户口类型：在中国，农业与非农业户口在教育资源方面存在着巨大的差异。14岁时的户籍反映了受访者考入大学前的户籍状态。因此本研究中使用受访者14岁时的户籍身份作为城乡差异的指标。本研究将户籍身份分为两类：农业户口与非农业户口。农业户口赋值为0，非农业户口赋值为1。
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