QALY- VIKTER

QALY-vikterna som används i denna studie är baserat på en studie av Wilkinson m.fl., (2017) som studerar kostnadseffektiviteten av att screena och behandla PPD och psykos hos mödrar i USA, och är listade i tabell 3. Dessa siffror är endas baserat på kvinnor och kan se annorlunda ut för män, något som bör hållas i åtanke vid tolkning av resultatet, dock överensstämmer de väl med tidigare studier där båda könen studerats (Sado, 2009: Schoenbaum, 2005). Vidare bör det noteras att de inte tar hänsyn till familjedynamik eller relationen mellan mor och barn vilket gör att skattningen kan vara något konservativ när det kommer till nyttan av behandlingen.

24

Den angivna modellen utgår från en tidscykel på 1 år men genomsnittstiden för tillfrisknandet från en depression utan behandling är enligt Whiteford m.fl., (2013) 9 månader vilket måste tas hänsyn för i QALY-vikterna. Detta görs genom att multiplicera andelen av ett år som spenderas som deprimerad med QALY-vikten för deprimerad och addera detta med andelen av ett år som spenderas som frisk, vilket också multiplicerats med QALY-vikten för återhämtning från

depression. Tiden för tillfrisknande kan antas vara samma för behandlade som icke

behandlande utifrån Angst (1998) studie som visar att återhämtnings tiden från en depression är samma för de som behandlas och de som icke behandlas. Författaren belyser att detta beror på att de som mottar behandling är de patienter som lider av en svårare depression medan de som tillfrisknar själva lider av en lättare depression. Detta resulterar i en utjämning i tillfriskningstiden och därmed blir den genomsnittliga återhämtningstiden den samma oavsett behandling.

Tabell 3. QALY-vikter

Variabel QALY Källa Distribution

Pappa * 1 †

Deprimerad 0,70 Wilkinson (2017) Beta

Deprimerad cykeljusterad 0,75 Egen beräkning*** Beta

Deprimerad trots behandling 0,38 Wilkinson (2017) Beta

Återhämtning från depression 0,88 Wilkinson (2017) Beta

Död ** 0 †

† Indikerar deterministiskt värde eller värden som är endogena från andra parametervärden: *: antagande om full hälsa; **: anta gande

enligt teori om QALY. *** (9/12*0,7) +(3/12*0,88) =0,745

3.4 K

För att kunna ta i beaktande den osäkerhet som finns i indatat utförs två typer av känslighetsanalyser, en envägs analys och en probabilistisk analys. Envägs analysen utförs genom att ändra på ett parametervärde i taget och sedan observera effekten på resultatet som uppkommer av förändringen (Drummond, 2015). Den probabilistiska analysen utförs genom Monte-Carlo simuleringar och efter detta kan resulterande utdatat och ICER utvärderas. Dessa simuleringar gör att modellen upprepa sig 1000 gånger med olika indata, vilket skapas genom slumpmässigt valda medelvärden med en bas i de underliggande distributionerna (Briggs m.fl., 2006).

25

För kostnader används vanligtvis gamma- eller loggnormalfördelningen eftersom de kan användas för att representera osäkerheter i kostnadsparametern samt att dessa fördelningar, likt kostnaderna, är begränsade till intervallet noll till obegränsat positivt. För sannolikheter och livskvalitetsvikter används ofta betafördelningen eftersom dessa värden, likt betafördelningen, är begränsade mellan noll och ett. Om datamaterialet är representerat av ett antal händelser, 𝑦, vilket observerats från en given stickprovsstorlek, 𝑛, blir proportionen av händelsen till det totala stickprovet estimatet av sannolikheten. Betafördelningen karakteriseras av två parametrar, alfa och beta, där osäkerheten i denna sannolikhet kan representeras av betafördelningen genom att sätta alfa = 𝑦 och beta = 𝑛 − 𝑦 (Briggs m.fl., 2006)

26

4 RESULTAT

4.1 D

Resultatet för den deterministiska modellen för den angivna kohorten på 2 914 fäder med startålder 30år givet en tidshorisont på 10år och ett samhällsperspektiv visar sig vara kostnadssparande med ett negativt ICER på -331 143 kronor per QALY vunnen. Detta är till stor del på grund av ökningen i QALY, den låga screeningkostnaden men framförallt på grund av att de som inte screenas har ett högre produktionsbortfall till följd av den lägre sannolikheten att bli behandlad. Detta blir tydligt när perspektivet ändra till ett sjukvårdsperspektiv, vilket exkluderar produktionsbortfallet, och ICER blir 21 919 kronor per QALY vunnen.

Tabell 4. Resultat från Deterministisk analys med samhällsperspektiv.

Variabel Kostnad QALY

Screening 834 169 659kr 23 921

Ingen Screening 1 262 858 892kr 22 626

Skillnad -428 689 234kr 1 294

Kostnad per QALY (ICER) -331 143kr

Tabell 5. Resultat från Deterministisk analys med sjukvårdsperspektiv

Variabel Kostnad QALY

Screening 179 938 579kr 23 921

Ingen Screening 151 563 168kr 22 626

Skillnad 28 375 411kr 1 294

Kostnad per QALY (ICER) 21 919kr

4.2 K

För att testa hur känslig analysen är för osäkerheter i indatat utförs en envägs-känslighetsanalys där en förändring görs med en parameter i taget för att undersöka hur robust resultatet är. Resultatet av denna känslighetsanalys är presenterad i Diagram 1, där de parametrar som har störst påverkan på resultatet är högst upp i diagrammet. Övergripande observeras att samtliga förändringar i parametervärden inte påverkar resultatet i den utsträckningen att ICER slår om till positiv och screeningprogrammet fortsätter dominerar alternativet att inte screena för PPD. Den största påverkan på ICER har en förändring i produktionsbortfallet men trots en reduktion av produktionsbortfallet med 50 procent observeras fortfarande en negativ ICER med -179 916 kronor per QALY vunnen. Eftersom QALY-vikterna är baserad på kvinnor råder det en viss

27

osäkerhet kring hur väl de stämmer för män. Därmed justeras samtliga QALY-vikter separat med 0,1 enheter ökning respektive minskning. Känslighetsanalysen visar att en förändring i de olika QALY-vikterna förändra värdet på ICER men att screeningprogrammet fortsätter vara kostnadseffektivt vilket visar på att resultatet är robust även om QALY-vikterna skulle vara över - alternativt underskattade.

Diagram 1. Tornadodiagram

Effekten på ICER av en förändring i ett parametervärde.

För denna typ av studie är det vanligt att kontrollera känsligheten för att drabbas av sjukdomen, i detta fall PPD. Det råder en viss osäkerhet kring sannolikheten att drabbas av PPD, tidigare studier rapporterar varierade siffror för prevalensen vilket skapar en osäkerhet kring parametern

deprimerad. I känslighetsanalysen ändras sannolikheten att drabbas genom en sänkning till sex

procent samt en ökning till 15 procent vilket inte resulterar i någon större förändring i ICER vilket kan observeras i Diagram 1, fjärde raden nedifrån. Att ingen större förändring sker beror på att såväl kostnadsbesparingen som antal QALY vunna stiger med sannolikheten för

28

depression. Det testade intervallet har skapats utifrån tidigare studier som studerat prevalensen att drabbas av PPD för fäder samt utifrån studier som indikerar att EPDS, vilket ligger till grund för skattningarna i prevalensstudierna, tenderar att underestimera när den används på fäder.

Att förändra diskonteringen för kostanden respektive QALY påverkar ICER i viss utsträckning men den är fortfarande klart negativ och screeningprogrammet dominerar alternativet att inte screena. Avslutningsvis testas känsligheten för förändringar i kostnaderna eftersom det alltid råder en viss osäkerhet kring uppskattade kostnader. När det kommer till sjukvårdskostnaderna visar det sig att ingen större förändring sker i ICER om dessa höjs respektive sänks. När kostnaden för varje enskilt tillstånd justeras separat uppstår nära inpå ingen förändring i ICER och när samtliga sjukvårdskostnader ökas samt sänks med 50 procent ökar och minskar ICER med cirka 11 900 kronor respektive vilket gör en oväsentlig skillnad på en negativ ICER på -331 143 kronor. En förändring av screeningkostnaden har liten påverkan på ICER, såväl dubbla kostnaden som att ta bort kostnaden hel förändrar endast ett par kronor på ICER.

4.3 A

För att utmana de antaganden som ligger till grund för huvudanalysen utförs ett flertal kostnadseffektivitetsanalyser med alternativa scenarion. Även här är det endast en specifik del som förändras, allt annat håll konstant som i huvudanalysen. Det första antagandet som testas är tidshorisonten, därefter testas antagandet om startålder genom att utföra analysen med olika startåldrar när män blir far. Avslutningsvis testas perspektivet där utgångspunkten istället för ett samhällsperspektiv blir ett sjukvårdsperspektiv vilket innebär att samtliga kostnader för produktionsbortfall exkluderas.

4.3.1 TIDSHORISONT

Kostnadseffektivitets analyser är utförd med olika tidshorisonter, från 2 år till livstid. I Tabell 6 återfinns samtliga kostnader och QALY för de olika tidshorisonterna och analyserna är utförda för hela kohorten. I samtliga analyser visar screening på lägre kostnader samt liknande eller högre QALY´s jämfört med alternativet att inte screena. Med en tidshorisont på 2år observeras minst skillnader mellan de olika alternativen med en differens i kostnad på 999 647 kronor och ingen differens i QALY. Tidshorisonten livstid uppvisar största skillnaderna i såväl QALY som kostnader med värden på 9 509 respektive 4 106 miljoner kronor.

29 Tabell 6. Resultat med olika tidshorisonter

Horisont Screening Ingen screening ICER

Kost QALY Kost QALY ∆ Kost ∆ QALY

2år 52,86milj 5666 53,86milj 5666 -999 647kr 0 Dominerad* 5år 279milj 13 224 363milj 12 945 -83milj 279 Dominerad* 10år 834milj 23 921 1262milj 22 626 -428milj 1294 Dominerad* 20är 2 126milj 40 152 3 714milj 36 290 -1 588milj 3861 Dominerad* 40år 3 924milj 59 680 7 570milj 51 845 -3 646milj 7835 Dominerad* livstid 4 606milj 67 390 8 713milj 57 880 -4 106milj 9509 Dominerad*

Samtliga värden är rapporterade för hela kohorten, kostnad är i miljoner kronor. * Ingen screening är dominerad av screeningp rogrammet.

4.3.2 STARTÅLDER

Huvudanalysen utgår från den medelålder när män i Västerbotten blir far, vilket är 30 år. Detta är baserat på statistik från Statistiska centralbyrån (2019) vilket bedöms som en trovärdig källa, trots detta utförs kostnadseffektiviteten med andra medelålder som start för att säkerställa att resultatet är robust för antagandet om startålder. Här är det huvudsakligen det närliggande medelåldrarna 25 år och 35 år som är av intresse men analyserna utförs från ålder 20 år till 40 år. I Tabell 7 redovisas kostnader och QALY för de olika startåldrarna. I samtliga analyser visar screening på lägre kostnader samt högre QALY´s jämfört med alternativet att inte screena vilket innebär att oavsett startålder dominerar screeningprogrammet alternativet att inte screena. Förändringen i kostnaderna ökar med startålder medan förändringen i QALY varierar lite med startålder vilket gör att ICER faller med startålder från -227 967 kronor per QALY vunnen vid ålder 20 till -449 400 kronor per QALY vunnen vid 40 års ålder. Att förändringen i kostnader ökar med startålder beror på att lönen ökar med ålder och därmed blir även produktionsbortfallet högre med ålder.

Tabell 7. Resultat med olika Startåldrar

Startålder Screening Ingen screening ICER

Kost QALY Kost QALY ∆ Kost ∆ QALY

20år 609milj 23 887 903milj 22 597 -294milj 1289 Dominerad* 25år 736milj 23 886 1 119milj 22 596 -383milj 1290 Dominerad* 30år 834milj 23 921 1 262milj 22 626 -428milj 1294 Dominerad* 35är 919milj 23 935 1 401milj 22 640 -482milj 1295 Dominerad* 40år 966milj 23 851 1 543milj 22 566 -577milj 1284 Dominerad*

30

4.3.3 SJUKVÅRDSPERSPEKTIV -EN DETERMINISTISK OCH PROBABILISTISK ANALYS

När perspektivet förändras till ett sjukvårdsperspektiv i den deterministiska modellen rapporteras en ICER på 21 919 kronor per QALY vunnen. Detta är en signifikant förändring mot huvudanalysens ICER på -331 143 kronor per QALY vunnen och detta innebär att modellen nu rapporterar såväl en positiv kostnad som QALY, vilket illustreras i Diagram 2. Screeningprogrammet är i detta scenario inte längre självklart dominant över alternativet att inte screena utan detta är beroende på beslutsfattarnas betalningsvilja. Därmed behövs en probabilistisk analys utföras för att utröna för vilken betalningsvilja screeningprogrammet är kostnadseffektivt.

Diagram 2. Punktdiagram ICER

Illustration av de 1000 estimerade ICER plottade i kostnadseffektivitetsplanet.

Den probabilistiska analysen är baserad på Monte-Carlo simuleringen med 1000 upprepningar. Sannolikheten för kostnadseffektivitet för olika tröskelvärden av betalningsvilja beräkna med start i tröskelvärdet 0 och upp till 37 300 kronor per QALY vunnen. Sannolikheten för kostnadseffektivitet är noll fram tills 16 300 kronor där den sedan börjar stiga, vid 21 900 kronor är sannolikheten 50 procent och vid tröskelvärdet 28 300 kronor per QALY vunnen är sannolikheten för kostnadseffektivitet 100 procent. Detta illustreras i Diagram 3. Eftersom resultatet av den deterministiska analysen visar på såväl positiva kostnader som QALY ligger värdena plottade i NÖ-kvadranten i Diagram 2. Detta innebär att om betalningsviljan överstiger tröskelvärdet för sannolikheten för kostnadseffektivitet föredras screeningprogrammet över alternativet att inte screena.

31

Diagram 3. Punktdiagram CEAC

32

5 DISKUSSION OCH SLUTSATS

Syftet med denna studie är att undersöka om det är kostnadseffektivt att införa ett PPD screeningprogram i Region Västerbotten för fäder. Resultatet i sektionen ovan indikerar att ett sådant screeningprogram är kostnadseffektivt ur ett samhällsperspektiv, främst utifrån att kostnaderna för en depression är höga samt att införa ett screeningprogram innebär relativt låga kostnader.

Utformningen av denna studie är till stor del baserad på Asper m.fl., (2018) och likt deras studie indikerar resultatet att ett screeningprogram är kostnadseffektivt. Asper m.fl., (2018) studie producerar ett ICER på -35 567 Euro och när detta resultat omvandlas till svenska kronor4

observeras en tydlig likhet med resultatet från denna studie, vilket rapporterar ett ICER på -331 143 kronor. Detta trots att det föreligger skillnader i såväl kostnader som transitsannolikheter och QALY´s. Asper m.fl., (2018) utför dock inte sin analys ur ett sjukvårdsperspektiv, något som utförs i denna studie. Resultatet för denna analys ger en ICER på 21 919 kronor och den probabilistiska känslighetsanalysen indikerar 100 procents sannolikhet för kostnadseffektivitet vid ett tröskelvärde på 28 300 kronor. Med utgångspunkt i Socialstyrelsens riktmärken som anger en kostnad per QALY under 100 000 kronor som en låg kostnad kan ett PPD screeningprogram för fäder bedömas som kostnadseffektivt även ur ett sjukvårdsperspektiv.

Övergripande indikerar samtliga scenarion och känslighetsanalyser att screeningprogrammet är kostnadseffektivt att införa. Den enda analysen som genererade ett positivt ICER där såväl skillnaden i kostnad som QALY är positiv är när sjukvårdsperspektivet analyseras, men utifrån den låga ICER kan även detta scenario betraktas som kostnadseffektivt. Något som kan observeras är att vid tidshorisonten två år observeras ingen vinning i QALY utan endast en kostnadsbesparing och det är möjligt en kortare tidshorisont är två år skulle generera ett resultat där alternativet att inte screena dominerar alternativet att screena. Utifrån Johansson (2019) observeras dock att PPD inte är ett snabbt övergående problem utan en ökning i prevalensen kan observeras upp till två år efter barnets födelse. Vidare har inga studier observerats med en tidshorisont under två år vilket vidare motiverar att detta inte är en relevant tidshorisont att utgå ifrån.

4 Baserat på den valutakurs som Aper el al. (2018) använt vid omvandlingen från svenska kronor till euro. -35567*9,4689= 336 780kronor

33

Känslighetsanalyser indikerar att resultatet är robust för osäkerheter i indatat. Trots detta är det vissa saker som bör beaktas vid tolkning av resultaten. I modellen har ett antagande gjorts att samtliga fäder startar i tillståndet pappa med perfekt hälsa. Det är dock troligt att somliga av fäderna har en bakgrund av depression eller annan sjukdomshistorik vilket dels sänker deras initiala QALY men också påverkar sannolikheten att bli deprimerad som far. Detta skulle kunna inkluderas i modellen genom att använda primärdata där en mer detaljerad bakgrund av den studerade gruppen kan inkluderas, något som tyvärr inte var möjligt inom ramen för denna studie. Utifrån känslighetsanalysen är det dock troligt att detta antagande inte påverkar resultatet i någon större utsträckning. Om den initiala QALYn skulle varit lägre för en andel av populationen är det troligt att även QALYn för depression skulle vara lägre vilket vi ser i känslighetsanalysen inte har signifikant påverkan på ICER. Det är också tydligt att en förändring i sannolikheten att bli deprimerad inte heller har en signifikant påverkan på ICER. Detta innebär att även om somlig individer har en historik av depression eller liknande vilket skulle öka sannolikheten att drabbas av PPD skulle detta inte förändra slutsatsen att screeningprogrammet dominerar alternativet att inte screena.

Vidare råder det vissa osäkerheter kring QALY-vikterna samt kostnaderna. QALY-vikterna är baserade på mödrar som lider av PPD och skulle kunna skilja sig från QALY-vikterna för fäder. Beslutet att utgå från QALY-vikter för mödrar är baserat på att det råder en viss brist på forskning angående QALY-vikterna för fäder för de olika hälsostadierna vid PPD. Bedömningen gjordes att det var mindre missvisande att utgå från specifika QALY-vikter för de olika stadierna, men som var baserat på mödrar, jämfört med att utforma egna skattningar. Dessa QALY-vikter är något som testat i känslighetsanalysen vilket inte visar på någon signifikant förändring i resultatet oavsett om dessa QALY-vikter skulle vara över alternativt underskattade. När det kommer till kostnader bör det hållas i åtanke att det råder vissa osäkerheter kring skattade kostnader samt att dessa kostnader är baserade på generell depression och inte specifikt för PPD. Om primärdata varit tillgängligt hade en mer exakt skattning kunnat utföras men utifrån resultatet i känslighetsanalysen observeras att ingen signifikant förändring i ICER när kostnaderna förändras. Detta indikerar att även om skattningen är såväl över- som underskattad innebär detta ingen signifikant förändring i resultatet.

34

Forskningen visar att PPD inte bara har konsekvenser, och där med kostnader, för den drabbade fadern utan även för familjen och barnet. Denna studie har dock endast inkluderat kostnaderna relaterat till fäderna och inte de potentiella kostnaderna som kan uppkomma för barnet. Studier visar att föräldrar som lider av PPD vårdar och stimulerar sina barn sämre vilket leder till en försämrad utveckling, något som på sikt möjligtvis även påverkar barnet produktivitet. Även prevalensen för den andre föräldern skall drabbas av PPD ökar som följd av att fadern drabbas vilket påverkar dennes produktivitet. Dessa kostnader har inte inkluderats i denna studie utifrån att de inte är möjliga att mäta inom ramen för denna studie samt att de är svåra att skatta. Det är dock troligt att ett inkluderande av dessa kostnader endas skulle förstärka resultatet.

Denna studie är baserad på fäder i Region Västerbotten och resultatens överförbarhet till andra regioner och länder kan ifrågasättas. Det kan dock argumenteras för en viss överförbarhet utifrån dels att resultatet är robust för olika kostnader och prevalenser, något som testats i känslighetsanalyserna. Dels att resultatet väl överensstämmer med Asper m.fl., (2018) resultat, vilket var baserad på data från Region Stockholm. Detta argumenterar dock endast för en överförbarhet inom Sverige. Utifrån att detta är ett relativt ostuderat ämne är det av intresse att utföra vidare studier för såväl andra regioner som för hela landet för att säkerställa att resultatet är korrekt. Det bör även noteras att det råder en viss osäkerhet kring vilken screeningmetod som är bäst lämpad vid screening på fäder. Detta behöver undersökas vidare innan ett eventuellt införande av screeningen. Vidare vore det av intresse att utföra studien med primärdata, något som är möjligt efter ett eventuellt införande av screeningprogrammet. Detta för att undersöka om resultatet med riktigt data insamlat från fäder under tiden efter barnafödseln och inte utifrån en mer generell depression överensstämmer med resultatet som observeras i denna studie: att ett PPD screeningprogram är kostnadseffektivt ur ett samhällsperspektiv.

35

6 REFERENSER

Adler, Matthew D och Posner. Eric. 1999. Rethinking Cost-Benefit-Analysis. The Yale law

Journal. 109(2): 165–247

Angst, J. (1998). Treated versus Untreated Major Depressive Episodes. Psychopathology, 31(1), 37–44.

Asper, M.M., Hallén, N., Lindberg, L., Månsdotter, A., Carlberg, M. and Wells, M.B. 2018. Screening fathers for postpartum depression can be cost-effective: An example from Sweden. Journal of Affective Disorders. 241, pp.154–163

Bergström, M. 2013. Depressive Symptoms in New First‐Time Fathers: Associations with Age, Sociodemographic Characteristics, and Antenatal Psychological Well‐

Being. Birth. 40(1), pp.32–38.

Briggs, A.H., Claxton, K. and Sculpher, M.J. 2006. Decision modelling for health economic

evaluation. Oxford: Oxford : Oxford University Press.

Brouwer, Werner B. F., Culyer, Anthony., van Exel, Job och Rutten, Frans. F. H. 2008. Welfarism vs. Extra-Welfarism. Journal of Health Economics. 27(2): 325–338.

Carlberg, M., Edhborg, M. and Lindberg, L. 2018. Paternal Perinatal Depression Assessed by the Edinburgh Postnatal Depression Scale and the Gotland Male Depression Scale: Prevalence and Possible Risk Factors. American Journal of Men's Health. 12(4), pp.720–729.

Claxton, Karl., Drummond, Michael F., Sculpher, Mark J., Stoddardt, Greg L och Torrance George W. 2015. Methods for the Economic Evaluation of Health Care Programmes. 4.uppl. Oxford: Oxford University Press.

Danielsson, U. & Johansson, E. E. (2005). Beyond weeping and crying: A gender analysis of expressions of depression. Scandinavian Journal of Primary Health Care, 23, 171– 177.

Drummond, M. F., Sculpher, M. J., Claxton, K. Stoddardt, G. L. and Torrance G. W. (2015),

Methods for the Economic Evaluation of Health Care Programmes, Fourth Edition,

Oxford: Oxford University Press

Ekman, M., Granström, Omérov, Jacob and Landén 2013. The societal cost of depression: Evidence from 10,000 Swedish patients in psychiatric care. Journal of Affective

Disorders. 150(3), pp.790–797

Ekonomifakta. 2020. Arbetslöshet (Statisktiska centralbyrån – AKU), Västerbottens län.

https://www.ekonomifakta.se/Fakta/Regional-statistik/Alla-lan/Vasterbottens-lan/?var=19151

(Hämtad 2020-04-27)

Field, T. 2010. Postpartum depression effects on early interactions, parenting, and safety practices: A review. Infant Behavior and Development. 33(1), pp.1–6.

36 Folkhälsomyndigheten. 2019. Statistik psykisk hälsa.

https://www.folkhalsomyndigheten.se/livsvillkor-levnadsvanor/psykisk-halsa-och-suicidprevention/statistik-psykisk-halsa/ (Hämtad 2020-04-17)

Försäkringskassan, 2017. Svar på regeringsuppdrag om sjukskrivningsmönster.

https://www.forsakringskassan.se/wps/wcm/connect/d662cd57-1963-44f7-8064-

1c6b730a72b0/svar-pa-regeringsuppdrag-om-sjukskrivningsmonster-tabellbilaga.pdf?MOD=AJPERES&CVID=&CACHE=NONE&CONTENTCACHE=N ONE (Hämtad 2020-04-13).

Försäkringkassan. 2017b. Lång väg tillbaka till arbete vid sjukskrivning.

https://www.forsakringskassan.se/wps/wcm/connect/d57be02c-46dc-4079-b68d-760739441f11/korta-analyser-2017-1.pdf?MOD=AJPERES&CVID= (Hämtad 2020-04-17)

Goodman, J.H. 2004. Paternal postpartum depression, its relationship to maternal postpartum depression, and implications for family health. Journal of Advanced Nursing. 45(1), pp.26–35.

Hjärnfonden, 2020 vad är depression? https://www.hjarnfonden.se/om-hjarnan/diagnoser/depression/# (Hämtad 2020-05-11)

Hollon, S.D., Derubeis, R.J., Fawcett, J., Amsterdam, J.D., Shelton, R.C., Zajecka, J., Young, P.R. and Gallop, R. 2014. Effect of Cognitive Therapy With Antidepressant