摘要目的：分析健康沖擊改變中老年人健康行為的機制，研究中老年夫妻雙方中“本人\"遭受健康沖擊是否會改變“配偶\"的健康行為，為進一步提高全民健康素養以及完善健康領域制度體系提供啟示。方法：數據來源于中國健康與養老追蹤調查（ChinaHealthandRetirementLongitudinalStudy，CHARLS），選擇2011年、2013年、2015年、2018年和2020年5期面板數據。利用夫妻雙方中“本人\"確診心臟病這一家庭健康事件對“配偶\"造成的外生性沖擊作為核心解釋變量，構建漸進雙重差分模型分析健康沖擊對中老年“配偶\"健康行為的影響，同時引入事件分析法探究溢出效應的長期影響，并在此基礎上進一步討論這一影響在不同特征人群中表現出的異質性和作用機制。結果：“本人”遭受健康沖擊減少了“配偶\"吸煙和飲酒的頻率，并降低了飲酒的概率，同時增加了其運動的概率和門診醫療服務利用率。然而，事件分析法結果表明，這一影響的持續時間較短，不存在長期效應。結論：在中老年人群體中，“本人\"健康沖擊改善了“配偶\"的健康行為，但是這種影響并不持久，并且在不同性別以及是否患有心臟病的人群中有所差異。關鍵詞健康沖擊；中老年人；健康行為；溢出效應；護理當前，世界各國普遍面臨著人口形勢變化的嚴峻挑戰，人口老齡化問題嚴重。根據國家統計局公布的《中華人民共和國2022年國民經濟和社會發展統計公報》顯示，截至2022年底，我國65歲及以上老年人口占總人口的比重已達到14.9%，這意味著我國的人口老齡化已經達到中等程度，并即將進入深度人口老齡化社會。同時，中共中央、國務院先后印發《“健康中國2030”規劃綱要》《“十四五”國民健康規劃》，普及健康生活方式，協調健康領域發展，推進“健康中國\"建設。在此背景下，中老年人的健康以及與其息息相關的健康沖擊、健康行為等領域受到了越來越多社會群體和學者的關注。文獻研究表明，遭受健康沖擊會對勞動參與、消費、醫療服務利用、家庭財務脆弱性、家庭資產組合等方面產生重要影響[-8]。還有研究證實了家庭可以通過傳遞信息、塑造和改變觀念、影響個人生活習慣等方式來決定家庭成員的行為。在我國，受傳統文化的影響，抵御健康風險的單位一般為家庭。因此，在家庭中夫妻雙方有任何一方遭受到健康沖擊，有可能會對夫妻雙方的健康行為都帶來不同程度的影響，但是目前我國鮮有關于“本人\"遭受健康沖擊對“配偶”健康行為影響的專門研究。鑒于此，本研究試圖定量研究夫妻中“本人”遭受健康沖擊是否會改變“配偶”的健康行為，這對于提高全民健康素養以及完善健康領域制度體系具有重要的政策啟示意義。本研究利用夫妻雙方中“本人\"確診心臟病這一家庭健康事件對“配偶”造成的外生性沖擊作為核心解釋變量，構建漸進雙重差分模型來分析健康沖擊對中老年“配偶”健康行為的影響，同時引入事件分析法探究溢出效應的長期影響，并在此基礎上進一步討論這一影響在不同特征人群中表現出的異質性和作用機制。本研究結果對與健康行為有關的文獻具有一定的邊際貢獻。Smith等9研究了肺部疾病對健康行為的影響，研究表明，患肺部疾病后個人的預期壽命顯著降低，與此同時他們減少了吸煙行為，并改善了其他健康行為。Zhao等[10]通過斷點回歸的方法發現，個人確診高血壓后會明顯改變其飲食習慣，從而避免其健康狀況進一步惡化。Kim等[1的研究發現，當人們通過健康普查了解到自己患糖尿病的風險較高，他們會積極參與進一步的檢查，并采取必要措施有意識地控制自己的體重，甚至服用預防性藥物。雖然這些文獻針對自身健康沖擊如何影響人們的健康行為得出了較為一致的結論，但是他們缺乏關于健康沖擊對家庭成員健康行為溢出效應的討論。Currie等12提出配偶之間的身體健康狀況和健康行為會相互影響，這是因為配偶常具有相似的飲食和生活習慣，暴露在同樣的生活環境下使其所面臨的健康風險較為接近。Fadlon等13通過實證研究證明了個人經歷心血管疾病會顯著改善其配偶、成年子女甚至同事的健康行為，其所關注的健康行為主要是一類預防心血管疾病藥物的消費。本研究的邊際貢獻在于考慮了家人健康沖擊和自身健康沖擊對樣本造成的雙重影響，并給出了“本人”健康沖擊對“配偶”多種健康行為溢出效應的實證證據，同時對得到的結果給出了恰當的解釋。1數據來源與變量界定1.1數據來源由于中老年群體健康風險大、心臟病發病率高，因此本研究的研究對象聚焦于年齡在45歲及以上的中老年“配偶”。本研究使用的數據來源于中國健康與養老追蹤調查（ChinaHealthandRetirementLongitudinalStudy，CHARLS），該數據旨在收集一套代表我國45歲及以上中老年人家庭和個人的高質量微觀數據，用以分析我國人口老齡化問題，推動老齡化問題的跨學科研究。本研究選擇2011年、2013年、2015年、2018年和2020年5期面板數據。基于本研究的研究目的，剔除了關鍵變量缺失的部分樣本，最終得到了有效樣本28828個。1.2變量界定1.2.1健康沖擊中老年人作為多種慢性病的高發群體，一直都面臨著較大的健康風險。其中，心臟病的發病率和死亡率在我國居高不下，是導致中老年人身體健康狀況持續惡化的一個重要原因[14]。同時，本研究考慮到心臟病對中老年病人的影響程度大、周期長，故利用確診心臟病作為識別自身遭受健康沖擊的事件。通過考察確診心臟病狀態的轉變來定義“配偶”自身健康沖擊變量，當“配偶”由前一期數據未確診心臟病的狀態轉變為當期數據確診心臟病的狀態，意味著“配偶”在當期遭受到健康沖擊，此時將“配偶”自身健康沖擊變量賦值為1。值得注意的是，“配偶”在遭受健康沖擊后的每期其自身健康沖擊變量同樣賦值為1，用于探究健康沖擊對中老年“配偶”健康行為的長期影響。之后，還根據家庭編碼和時間將“本人”的自身健康沖擊變量與其“配偶\"相匹配，獲得“本人”健康沖擊變量，這是本研究所關注的核心解釋變量。考慮到“配偶”的健康行為可能會受到“配偶”自身健康沖擊和“本人”健康沖擊的雙重影響，同時為避免遺漏關鍵變量導致回歸結果出現偏差，本研究將“配偶”自身健康沖擊變量作為一個重要的控制變量，從而排除“配偶”自身遭受健康沖擊對其健康行為帶來的影響。1.2.2健康行為健康行為在廣義上被定義為任何可能影響健康和死亡風險的行動、投資或消費選擇，是個人健康生產的關鍵投人[14]。健康行為種類繁多，本研究重點關注吸煙、飲酒、運動和醫療服務利用等行為。針對吸煙行為，本研究構建了兩個變量，分別是現在是否吸煙和平均每天吸煙數量，在最終的樣本中，現在仍然吸煙的比例為23%，平均每天吸煙5.14支。針對飲酒行為，本研究利用現在是否飲酒、飲酒頻率、飲烈性酒頻率3個變量從不同維度進行描述。其中，飲酒頻率分為喝酒次數多于每月1次、每月1次、每月少于1次依次賦值1、2、3分。飲烈性酒頻率包括喝烈性酒次數每月1次、每月2次或3次、每周1次、每周2次或3次、每周4～6次、每天1次、每天2次、每天多于2次依次賦值1、2、3、4、5、6、7、8分。針對運動行為，本研究使用是否每周堅持走路至少10min作為其代理變量。1.3其他控制變量參照現有文獻研究，本研究選取樣本個體特征（年齡、性別、受教育程度、婚姻狀況、戶口類型）和家庭特征（家庭規模、家庭人均財富）等作為其他控制變量。2計量模型設定2.1漸進雙重差分法由于夫妻之間可能存在不可觀察的相關性，因此，確定健康沖擊對中老年“配偶”健康行為影響的溢出效應具有一定挑戰性。本研究將健康沖擊視作一項外部干預，但是對于本研究所用的中老年樣本而言，外部干預的時間點并不相同，故選取漸進雙重差分法（timevaryingdifferenceindifference）來獲取準確的健康沖擊處理效應[15]，同時還可以在一定程度上緩解因遺漏關鍵變量等原因導致的內生性問題。雙向固定效應模型的設定如下：β2HealthShockit+β3Xit+γi+δt+εit式中：α為截距項；Yit

是“配偶”i在χt

年的健康行為，FamilyHealthShockΨit

和HealthShock

?it

分別代表“本人”健康沖擊和“配偶”健康沖擊，本研究利用中老年“配偶\"遭受“本人\"健康沖擊時間的先后來構造雙重倍差，定義樣本在遭受“本人”健康沖擊前為控制組，在遭受“本人”健康沖擊后為處理組；Xit

為其他控制變量，包括樣本個體層面和家庭層面的特征；γi

和δt

分別為個體虛擬變量和年份虛擬變量，從而控制不隨時間改變的個體固定效應和僅隨時間改變的年份固定效應；εit

為隨機誤差項，包含一些無法觀測的因素。本研究所關心的系數是β1

，代表“本人\"遭受健康沖擊對“配偶”健康行為影響的溢出效應。2.2事件分析法為了考察“本人”遭受健康沖擊對“配偶\"健康行為影響的動態效應（dynamiceffects），本研究仿照Jacobson等[16]采用事件分析法（eventstudyapproach），在漸進雙重差分框架下同時納人了代表“本人”健康沖擊的期提前項FamilyHealthShock與k期滯后項FamilyHealthShock，代表了k期虛擬變量與是否被處理的交互。具體模型設定如下：β2HealthShockit+β3Xit+γi+δt+εit）這里假設“本人”遭受到健康沖擊的第1年為“配偶”受到“本人”健康沖擊影響的當期，并對時間進行標準化處理，虛擬變量FamilyHealthShock?i（0+k）代表了“配偶”i受到“本人”健康沖擊影響的當期和前后四期，k分別為-4，-3，-2，-1，0，1，2，3，4O其中，FamilyHealthShock

?i0

代表“配偶\"受到“本人\"健康沖擊影響的當期，如果夫妻之中“配偶\"樣本在“本人\"遭受健康沖擊當年，FamilyHealthShock

i0

為1，否則為0。回歸中把k=-1設定為基準期，即ρ-1=0，所以在回歸中省略FamilyHealthShock（io-1）。除了可以考察“本人”遭受健康沖擊對“配偶”健康行為影響的動態效應以外，事件分析法還可以進行平行趨勢假設檢驗，從而實現排除部分內生因素的目的。3實證結果分析3.1涉及變量的統計描述本研究分析的樣本中，平均年齡60.39歲，男性和女性大約各占一半，平均受教育程度介于高中畢業和中專畢業之間，已婚和農業戶口樣本占多數，平均每個中老年夫妻家庭有5.72人，家庭人均財富平均為36285.39元。具體的描述性統計結果見表1。統計結果顯示，我國中老年夫妻中約有25%確診了心臟病，而“配偶”確診心臟病的樣本比例約為27%，這一現象可能是由于部分樣本的“配偶”已經去世造成的。本研究還發現，有34%的中老年人在調查當期仍在飲酒，且每月飲酒1次及以上的中老年人占39.47%，其中每周飲烈性酒1次及以上的樣本占14.84%。在本研究樣本中，約有80%的中老年人每周堅持走路10min及以上。針對醫療服務利用行為，本研究利用年住院次數和月門診次數作為其代理變量。在參與回歸的中老年人樣本中，平均年住院次數為1.58次，平均月門診次數為2.26次。表1變量的描述性統計Table1Descriptivestatisticsofvariables3.2健康沖擊對中老年“配偶\"健康行為的影響在控制其他變量和固定效應的情況下，中老年“配偶”健康行為對健康沖擊的回歸結果見表2。在健康行為上，結果顯示，“本人”健康沖擊使得“配偶\"過去1年平均每天的吸煙數量顯著減少了0.2136支，“配偶”自身遭受健康沖擊則使得其過去1年平均每天的吸煙數量顯著減少了1.0703支。說明在個人健康行為的塑造過程中，直接性的健康信息傳遞要比間接性的作用更加明顯。然而本研究并沒有發現健康沖擊對“配偶\"現在是否吸煙產生顯著的負向影響。這一方面可能是因為吸煙作為一種成癮性行為[17]，并且對多數中老年人而言是長期的生活習慣，不容易完全戒除；另一方面可能是因為吸煙和飲酒行為在我國具有明顯的性別差異，從而導致在全體樣本中代表健康沖擊對吸煙和飲酒行為影響的系數不顯著或減小。結果還顯示，“本人\"健康沖擊使得\"配偶\"現在是否飲酒的概率顯著下降了0.9%，同時使得“配偶”的飲酒頻率和飲烈性酒頻率顯著降低，這意味著“本人\"健康沖擊在一定程度上減少了“配偶\"酗酒狀況發生的可能性。“配偶”自身遭受健康沖擊對其飲酒行為的影響與“本人\"健康沖擊基本一致，但影響更大、更顯著，這再次證明了在個人健康行為的塑造過程中直接性的健康信息傳遞要比間接性的更加有效。在運動行為上，“本人\"遭受健康沖擊后其“配偶”每周堅持走路10min及以上的概率將顯著增加3.57%，但是“配偶”自身遭受健康沖擊對其是否每周堅持走路10min及以上影響并不顯著，并且系數為負。可能的原因是，“本人”遭受健康沖擊后，“配偶\"通過了解到與自身健康風險或心臟病有關的信息，提高了自我健康意識，從而適當地增加運動行為，來預防心臟疾病的發生。但是，當“配偶”自身遭受到健康沖擊時，“配偶”會盡量選擇避免或者減少參與到運動當中，以避免運動過度誘導心臟病發作的情況出現。在醫療服務利用行為上，結果顯示，雖然“本人\"健康沖擊對“配偶”年住院次數影響并不顯著，但是“本人\"遭受健康沖擊后其“配偶\"的月門診次數顯著增加，這反映了“配偶”對于自身健康重視程度的提高。而住院則是真實健康狀況惡化的表現，這說明“本人”遭受健康沖擊并不會導致“配偶”住院需求的增加。同時，住院常伴隨著昂貴的醫療費用，“本人\"遭受健康沖擊后家庭醫療負擔的提高可能會在一定程度上影響“配偶”對于住院行為的抉擇。其次，“配偶”自身遭受健康沖擊使得其年住院次數和月門診次數顯著增加，這與“配偶\"身體健康狀況的惡化和醫療服務需求的增加直接相關。Table2Impactofhealthshocksonthehealthbehaviorsofspousesamongmiddle-agedandelderlypeople[β（SE）]注：根據回歸方程式（1）估計得到；回歸采用家庭層面聚類的穩健標準誤。①②Plt;0.05③Plt;0.01○使用雙重差分法進行因果關系識別，首先要求樣本滿足平行趨勢假設。具體來說，較晚遭受“本人”健康沖擊的“配偶”應該是較早遭受沖擊“配偶”的反事實對照組，在遭受“本人”健康沖擊之前，他們的健康行為應該有著同樣的變化趨勢。如果這一變化趨勢差別較大，則估計的系數是有偏的。表3結果顯示，“配偶\"遭受“本人”健康沖擊前3年的回歸系數無統計學意義，所以本研究中用到的漸進雙重差分模型滿足了平行趨勢的重要假設。同時，“本人\"健康沖擊對中老年“配偶”健康行為影響的動態效應結果見表3。在“本人\"遭受健康沖擊的當期，除了是否飲酒和年住院次數的系數無統計學意義之外，其“配偶”的其他健康行為均受到了顯著影響。另外，從沖擊當期到沖擊后第4期這5期的時間里，“配偶”大部分健康行為所受到的沖擊效應僅持續了1期或2期，只有是否飲酒和飲烈性酒頻率在沖擊后第2期受到的影響有統計學意義，因此本研究并未發現“本人”健康沖擊對“配偶”健康行為影響的長期效應。借助注意力有限理論可以對這一現象做出恰當解釋。在“本人”遭受健康沖擊的前2期，“配偶”的注意力特別容易被家庭中這一突發健康事件所吸引，因此，他們會針對特定的健康風險領域做出一些行為反應。但是，注意力是人在認知過程中的一種稀缺資源，所以隨著時間的流逝，“配偶”的注意力又將不斷地分配給生活中的其他非健康事件，他們對于健康風險的重視程度也隨之降低，不再會因為之前的健康事件對健康行為做出改變。表2健康沖擊對中老年\"配偶\"健康行為的影響[β（SE）]表3“本人\"健康沖擊對中老年\"配偶\"健康行為影響的動態效應[β（SE）]Table3Dynamiceffectsof\"one'sown\"healthshocksonthehealthbehaviorsof\"spousesamongmiddle-agedandelderlypeople[β（SE）]（續表）注：根據回歸方程式（2）估計得到，控制了樣本個體層面和家庭層面的特征以及個體固定效應和年份固定效應;回歸采用家庭層面聚類的穩健標準誤。①Plt;0.10②Plt;0.05③Plt;0.01O3.3在不同特征人群中的異質性考慮到健康沖擊效應在不同特征的人群中可能會表現出異質性，本研究使用分組估計的方法對樣本進行進一步處理。按照\"配偶\"性別分組的回歸結果見表4。由于我國傳統文化的長期影響，吸煙和飲酒行為在社會中表現出明顯的性別差異，即男性群體吸煙和飲酒的比例要遠高于女性群體。因此，首先按照“配偶”性別進行分組，考察健康沖擊對于不同性別“配偶”吸煙和飲酒行為的影響。結果顯示，健康沖擊對“配偶”吸煙和飲酒行為的影響主要體現在男性“配偶\"樣本中。首先，從吸煙行為來看，“本人”健康沖擊使得男性“配偶”是否吸煙的概率下降了1.06%，并使其平均每天的吸煙數量減少了0.7942支，而“配偶”自身健康沖擊也使其是否吸煙的概率和平均每天的吸煙數量分別減少了支。其次，從飲酒行為來看，“本人\"健康沖擊和\"配偶”自身健康沖擊都降低了男性“配偶\"飲酒的概率和頻率。其中，“本人”健康沖擊使得男性“配偶”是否飲酒的概率下降了1.97%，“配偶”自身健康沖擊則使其下降了3.49%。既然健康沖擊對中老年“配偶”吸煙和飲酒行為的影響在性別間明顯不同，因此，有理由懷疑使用全體樣本的吸煙和飲酒行為對健康沖擊進行回歸的結果可能出現系數偏小或顯著性偏低的問題，這主要是女性“配偶”樣本的低吸煙率和低飲酒率所導致的，這是本研究的不足之處。表4健康沖擊對不同性別中老年“配偶\"吸煙和飲酒行為影響的異質性[β（SE）]Table4Heterogeneityoftheimpactofhealthshocksonsmokinganddrinkingbehaviorsof\"spouses\"amongmiddle-agedandelderlypeopleofdifferentgenders[β（SE）]（續表）注：根據回歸方程式（1）估計得到，控制了樣本個體層面和家庭層面的特征以及個體固定效應和年份固定效應;回歸采用了家庭層面聚類的穩健標準誤。①①Plt;0.10②Plt;0.05③Plt;0.01。另外，由于“配偶”是否患有心臟病意味著他們在身體健康方面所面對的基線風險大不相同，在面對“本人\"健康沖擊時就可能會存在不同的行為反應，故本研究進一步根據該特征對中老年“配偶\"進行了分組。按照“配偶”是否患心臟病分組的回歸結果見表5和表6。首先，從吸煙行為來看，“本人\"健康沖擊對心臟病病人人群的影響更為顯著。其中，“本人\"健康沖擊使患心臟病的“配偶”吸煙的概率下降了0.23%，并且使其平均每天的吸煙數量下降了0.9815支。這一結論與本研究假設基本吻合，因為心臟病病人自身健康所面臨的基線風險較大，所以這些“配偶\"在“本人\"健康沖擊的溢出效應中對健康行為做出的改變也更大。其次，“本人”健康沖擊對于心臟病病人人群是否飲酒的影響更大。其中，“本人”健康沖擊使患有心臟病的“配偶”飲酒的概率降低了1.69%，使沒患心臟病的“配偶”飲酒的概率降低了1.30%。但是“本人\"健康沖擊對于非心臟病病人飲酒頻率、飲烈性酒頻率的影響更為顯著。這可能是因為“配偶”自身健康沖擊對“本人\"健康沖擊影響健康行為的過程產生了“擠出效應”，即患有心臟病的“配偶”在遭受到“本人\"健康沖擊影響之前，已經因為自身健康沖擊的影響對于健康行為做出了改變，此時其對于采取預防性保健措施、降低自身健康風險的重視程度處于較高水平，從而對“本人”健康沖擊的影響不再像非心臟病病人“配偶”那樣敏感。但為何心臟病病人樣本的吸煙行為并沒有受到這種“擠出效應”的影響而變得不再顯著呢？研究團隊認為吸煙和飲酒行為本質上存在一個較大的區別，那就是吸煙行為可以通過“二手煙\"的形式同時影響其他人的身體健康，即吸煙具有負外部性。因此，患有心臟病的“配偶”雖然出于自身健康沖擊之后對自身健康風險的考慮，其吸煙行為受到“本人”健康沖擊的影響減小，但是“配偶”又出于對“本人\"的關心和責任感，為盡量避免“二手煙”影響“本人\"的健康，“配偶”會對自己的吸煙行為做出進一步的約束。本研究將其稱為“關愛效應”。最后，從運動和醫療服務利用行為來看，除年住院次數以外，“本人”健康沖擊對心臟病病人的影響更為顯著。其中，“本人\"健康沖擊使患心臟病的“配偶”每周堅持走路的概率提高了7.89%，并且使其月門診次數增加了0.1511次。根據對個體健康產生影響的不同，本研究將健康行為分為積極和消極兩類。其中，吸煙和飲酒行為屬于消極的健康行為，運動和醫療服務利用行為屬于積極的健康行為。根據對“擠出效應\"和“關愛效應”的理解，本研究認為這兩種效應不太可能在積極健康行為的塑造過程中發揮作用，這是因為這兩種效應常常與消極健康行為的減少聯系在一起。因此，“本人”健康沖擊對運動和醫療服務利用行為的影響在是否患心臟病的中老年“配偶”之間表現出了異質性，其根本原因還是這兩類人群自身的基線健康風險存在差異。注：根據回歸方程式（1）估計得到，控制了樣本個體層面和家庭層面的特征以及個體固定效應和年份固定效應;回歸采用了家庭層面聚類的穩健標準誤。①Plt;0.10；②Plt;0.05。表5“本人\"健康沖擊對心臟病中老年\"配偶\"健康行為影響的異質性[β（SE）]Table5Heterogeneityofimpactof\"one'sown\"healthshocksonthehealthbehaviorsof\"spouses\"amongmiddle-agedandelderlypeoplewithheartdisease[β（SE）]表6“本人\"健康沖擊對非心臟病中老年“配偶\"健康行為影響的異質性[β（SE）]Table6Heterogeneityofimpactof\"one'sown\"healthshocksonthehealthbehaviorsof\"spouses\"amongmiddle-agedandelderlypeoplewithoutheartdisease[β（SE）]①Plt;0.10②Plt;0.05，。3.4機制分析關于“本人\"健康沖擊通過何種機制路徑來影響“配偶”的健康行為，經過總結以往文獻，提出以下3條路徑：第一，經歷過“本人”健康沖擊事件，“配偶\"提高了對健康的重視程度和健康意識，因而開始主動改正不良生活習慣，增加預防性保健行為；第二，“本人\"健康沖擊為“配偶”提供了有關自身健康風險的新信息，包括容易誘發該疾病的夫妻共同飲食習慣、生活習慣和生活環境等，當“配偶”意識到這些因素可能會危及自身健康時，他們就會采取某些措施來抵御這些特定的健康風險；第三，在“本人\"遭受健康沖擊后，醫療保健支出增加，家庭醫療負擔加重，同時“本人\"的勞動參與受到影響，家庭收入可能減少，因此，“配偶”可能會受限于更大的經濟壓力而被迫選擇減少對于煙酒的消費，最終影響到其吸煙及飲酒行為。首先，對第1條路徑進行驗證，本研究使用是否參加體檢作為“配偶”對健康的重視程度和健康意識的代理變量。根據統計結果，“本人\"健康沖擊使“配偶\"參加體檢的概率顯著提高了3.12%，這從側面反映了“配偶\"對健康的重視程度和健康意識的提高。其次，為了檢驗第2條路徑，本研究采用抑郁得分、壽命預期和自評健康狀況來反映“配偶”是否獲得了有關自身健康風險的新信息。這樣設計的原因是，如果“配偶\"獲得了有關自身健康風險的新信息，將對自身健康產生悲觀情緒，從而對其預期壽命、自身健康狀況等產生負面影響[9。其中，抑郁得分的取值范圍為0～30分，分數越高意味著“配偶”的抑郁程度越高。壽命預期則反映了“配偶\"對自己預期壽命的判斷，取值范圍為1～5，取值越大意味著預期壽命越長。自評健康狀況包括很健康、比較健康、一般、不健康、很不健康依次賦值1、2、3、4、5分，取值越小代表“配偶\"對于自身健康狀況越樂觀。結果顯示，“本人”健康沖擊顯著降低了“配偶”的壽命預期和自評健康狀況，并增加了其抑郁程度。因此，研究團隊認為“本人\"健康沖擊使“配偶\"獲得了有關自身健康風險的新信息的假設是成立的。最后，從家庭醫療支出和保健支出對“本人”健康沖擊的回歸結果不難看出，“本人\"健康沖擊使家庭醫療支出和保健支出分別增