Métodos: Fueron seleccionados 10.248 individuos de 45 a 74 años. El muestreo fue estratificado por sexos y por tres grupos de edad, y fue proporcional a la distribución poblacional de las diferentes comunidades autónomas. Se realizó un muestreo polietápico; en primer lugar, se seleccionaron 200 municipios al azar, y posteriormente se eligieron tres ambientes socioeconómicos distintos y se utilizaron itinerarios. La unidad de muestreo fue la vivienda familiar. Se administró el cuestionario de angina de Rose y un cuestionario estructurado para recoger variables sociodemográficas y antecedentes de factores de riesgo. Resultados. La prevalencia de angina en la población española de 45 a 74 años fue del 7,5%, siendo las comunidades autónomas con una prevalencia mayor y menor las Baleares (11,4%) y el País Vasco (3,1%), respectivamente. El coeficiente de correlación entre la prevalencia de angina y la mortalidad por cardiopatía isquémica o por enfermedad cardiovascular en varones y mujeres fue 0,52 y 0,55 y 0,31 y 0,44, respectivamente. El 31,1% de los participantes declararon ser hipertensos, el 24,2% dislipémicos, el 14,3% diabéticos y el 34,6% fumadores. Conclusiones. La prevalencia de angina varía significativamente entre comunidades autónomas y se asocia con la mortalidad por cardiopatía isquémica y por enfermedades cardiovasculares en las mismas, así como con la prevalencia de factores de riesgo cardiovascular. La prevalencia de estos factores de riesgo varía significativamente entre comunidades autónomas.
Palabras clave
INTRODUCCIÓN
La escasez de datos epidemiológicos sobre la cardiopatía isquémica (CI) en España ha llevado, en la última década, a la realización de esfuerzos en distintos sentidos para establecer las características y la magnitud del problema de esta patología a nivel poblacional en España.
Entre los métodos utilizados para su estudio 1 se han utilizado clásicamente las tasas de mortalidad por enfermedad cardiovascular o por CI como uno de los indicadores más válidos. Estas cifras sitúan a España entre los países con una mortalidad por esta causa más baja de su entorno 2-4 . Otra fuente de información son los registros poblacionales, que tienen como objetivo establecer la incidencia de un acontecimiento bien definido, como el infarto agudo de miocardio (IAM), que indican que la incidencia de IAM en España es de las más bajas del mundo industrializado 5-7 . Las estadísticas sobre altas hospitalarias son otro posible indicador que permite estimar que en España fueron dados de alta con el diagnóstico de IAM 64.622 varones y 29.502 mujeres, durante 1993 3 . Por último, los registros hospitalarios de IAM también pueden proporcionar una visión clínica, complementaria de la epidemiológica, especialmente en las áreas en las que son exhaustivos 1,8 .
Otra aproximación a la cuantificación de la dimensión de la CI como problema de salud consiste en establecer su prevalencia en la población. En particular, tiene un gran interés conocer la relación de la prevalencia de otra forma de presentación de la CI como es la angina de esfuerzo sintomática con la presencia de factores de riesgo.
La forma más eficiente de estudiar la CI desde esta perspectiva consiste en la utilización de cuestionarios validados en estudios poblacionales 9 . En este sentido, el cuestionario de Rose 10 ha sido ampliamente utilizado en encuestas de salud 11,12 , estudios epidemiológicos 13,14 e incluso clínicos 9,15 . Dicho cuestionario fue utilizado para establecer la prevalencia de angina en España en el proyecto PANES (Prevalencia de ANgina en ESpaña) 16 .
El objetivo de este estudio fue estimar la prevalencia de angina de esfuerzo en la población de 45 a 74 años de las diferentes comunidades autónomas (CCAA) y analizar su relación con la prevalencia de los factores de riesgo cardiovascular clásicos en la misma población.
MÉTODOS
Los métodos del estudio PANES han sido publicados con detalle 16 . Se trata de un estudio transversal que se realizó durante los años 1995 y 1996. Se seleccionó y encuestó una muestra de 10.248 habitantes representativa de la población española de 45 a 74 años, estratificada por sexo, tres grupos de edad (45-54, 55-64 y 65-74 años) y proporcional a la población de las CCAA. Se realizó un muestreo en dos etapas; en la primera se seleccionaron 200 municipios al azar estratificando por CCAA, y en la segunda, se seleccionaron tres ambientes socioeconómicos distintos en cada municipio y se definieron rutas aleatorias para obtener la muestra. La unidad de muestreo fue la vivienda familiar. Fueron incluidas todas las personas elegibles en cada unidad familiar y los que declinaron participar fueron sustituidos por otros miembros de otras unidades familiares.
Este tamaño muestral calculado debía permitir estimar la prevalencia de angina con un intervalo de confianza del 95% de ± 1 unidad porcentual asumiendo que la prevalencia fuera del 5%.
Cuestionario de angina de Rose
Este cuestionario ha sido recomendado por la Organización Mundial de la Salud para su utilización en estudios epidemiológicos 10 y se ha adaptado y validado para su empleo en la población española 16 .
El cuestionario de Rose es realizado por un encuestador previamente entrenado. Se emplean unos 12 min en su cumplimentación.
Una vez realizado, permite clasificar a los participantes en varios grupos: angina segura, angina dudosa, dolor torácico atípico y ausencia de angina. En este estudio, únicamente se consideró la angina segura (véanse las definiciones en «Anexo»).
Otras variables
Se utilizó un cuestionario estructurado para recoger variables sociodemográficas (edad, estado civil), de clase social (nivel de estudios) y antropométricas (peso y talla declarados). Además, se interrogó sobre los antecedentes personales de factores de riesgo cardiovascular mediante metodología estándar 17 .
Se preguntó a cada participante si había sido informado por personal sanitario de que su presión arterial, su colesterol o su glucemia eran elevados o si había tomado en las dos últimas semanas alguna medicación para controlar su presión arterial, su colesterol o su glucemia. Se consideraba que el participante era hipertenso, hipercolesterolémico o diabético si contestaba afirmativamente a una de las dos preguntas correspondientes a cada patología.
Se recogió información sobre el consumo de tabaco actual o pasado (se definió a los fumadores como aquellos que fumaban 1 o más cigarrillos al día, y a los ex fumadores a aquellos que hacía más de un año que no fumaban), número de cigarrillos diarios que fumaban o habían fumado habitualmente. Se preguntó tanto a los ex fumadores como a los no fumadores el número de horas que estaban cada día en ambientes donde se fumaba.
También se interrogó sobre la existencia de antecedentes familiares de CI o muerte súbita antes de los 65 años.
Se recogieron datos sobre la capacidad funcional, interrogando sobre la aparición de disnea en relación con la realización de algún esfuerzo utilizando la clasificación de la New York Heart Association (NYHA) mediante un cuestionario estructurado.
También se les preguntó si en algún momento habían sido informados por algún médico de haber presentado una angina de pecho o un infarto de miocardio.
Además, en las mujeres se recogió información sobre su estado menstrual, edad de inicio de la menopausia y consumo de estrógenos a las mujeres menopáusicas y consumo de anticonceptivos orales en las mujeres fértiles.
Confidencialidad de los datos personales
Se pidieron el teléfono de los participantes y su autorización para realizar contactos futuros relacionados con su estado de salud.
El estudio ha respetado escrupulosamente el artículo 6.3 de la Ley Orgánica 5/1992 que obliga a informar a los participantes de que sus datos formarán parte de una base de datos informatizada cuyo fin es exclusivamente epidemiológico y clínico. Se les ofreció la posibilidad de consultar, cambiar o eliminar de la base de datos en cualquier momento la información que les concerniera.
Análisis estadístico
Se establecieron las tasas de prevalencia en cada CCAA utilizando como referencia la población española estimada a mitad de 1995.
Para la descripción de las variables se presentan porcentajes y su intervalo de confianza (IC) del 95% en las variables categóricas, y la media y su desviación estándar en las variables continuas.
Se calculó el IC del 95% de las prevalencias observadas en las diferentes CCAA y en el global de España 18 . Para valorar la existencia de diferencias entre las prevalencias de las CCAA y la global de España se calculó del IC de la diferencia de las proporciones.
Se utilizó la prueba de la t de Student para comparar las medias de variables cuantitativas entre dos categorías o grupos con datos independientes.
Se calculó el coeficiente de regresión de Pearson para valorar la asociación entre variables continuas.
El nivel de riesgo * aceptado para todos los contrastes de hipótesis fue del 0,05 y los contrastes fueron bilaterales.
RESULTADOS
De los 10.248 individuos seleccionados en el estudio, 5.287 (51,6%) eran varones; la distribución de la muestra por CCAA y por sexo se presenta en la tabla 1. La media (DE) de la edad y del índice de masa corporal fue 61,6 años (DE 8,6) y 26,6 kg/m 2 (DE 3,9), respectivamente. Las diferencias entre las diferentes CCAA y el global de España se presentan en la tabla 2. El 9,1% de los participantes eran solteros/as, el 74,9% casados/as o vivían en pareja, el 2,5% separados/as y el 13,3% eran viudos/as. Por otra parte, un 19,2% había realizado estudios secundarios o superiores, observándose diferencias entre algunas CCAA y la prevalencia global de España (tabla 2).
La prevalencia de angina en la población española de 45 a 74 años fue del 7,5% (IC del 95%: 7,0-8,0), observándose diferencias significativas entre las diferentes CCAA (figs. 1-3). En los varones, la prevalencia de angina era significativamente inferior a la global de España en las comunidades del País Vasco y Madrid (fig. 2). En las mujeres, la prevalencia de angina era significativamente inferior a la global en Extremadura y el País Vasco, y superior a la global en Andalucía y la Comunidad Valenciana (fig. 3).
Las correlaciones entre la prevalencia bruta de angina y los datos de 1992 de mortalidad bruta por CI y por enfermedades cardiovasculares en las diferentes CCAA, en varones y mujeres, se presentan en la fi gura 4. En varones, los coeficientes de correlación fueron 0,36 y 0,45, y, en mujeres, 0,07 y 0,24, respectivamente. La prevalencia correspondiente a Extremadura se identificó como outlier (alta mortalidad por CI y enfermedad cardiovascular y baja prevalencia de angina). Al eliminar los datos de Extremadura los coeficientes de correlación pasaron a ser 0,52 y 0,55 (p = 0,04), en varones, y 0,31 y 0,44 (p = 0,23 y 0,09), en mujeres, respectivamente.
En cuanto a la prevalencia de factores de riesgo en las diferentes CCAA se observó que un 31,1% de los participantes declaraban haber sido informados en algún momento de que sus cifras de presión arterial eran elevadas, de éstos únicamente un 21,6% seguían un tratamiento antihipertensivo farmacológico. Se observaron diferencias entre CCAA: la prevalencia de hipertensión arterial (HTA) fue superior a la global de España de forma estadísticamente significativa en Andalucía, Baleares y Comunidad Valenciana e inferior en Cataluña, Extremadura, Murcia, Navarra y País Vasco (tabla 3).
El 24,2% de los participantes declararon haber sido informados en alguna ocasión de presentar cifras elevadas de colesterol; de éstos, un 28,5% había recibido consejo dietético y un 37,4% tomaba algún fármaco hipolipemiante (tabla 3). La Comunidad de Madrid fue la única comunidad con una prevalencia significativamente superior a la global y Cataluña, Extremadura y País Vasco presentaron una prevalencia inferior a la global.
Un 14,3% de los participantes había sido informado de tener cifras elevadas de glucemia, de ellos un 18,9% seguían tratamiento con insulina para controlar la glucemia (tabla 3). En Andalucía se observó una prevalencia de diabetes significativamente superior a la global, y en Cataluña, Extremadura, País Vasco y la Rioja, inferior.
El 34,6% de los varones eran fumadores y el 38,2% ex fumadores, mientras que en las mujeres, la prevalencia era del 8,2% y el 3,9%, respectivamente. La prevalencia de tabaquismo por CCAA se presenta en la figura 5. En las mujeres de Andalucía, Castilla-León, Comunidad Valenciana y Galicia la prevalencia de fumadoras fue inferior al global de las mujeres españolas, mientras que en Cantabria, Cataluña, y el País Vasco fue superior. En varones, se observó que en Asturias y Galicia la prevalencia de fumadores fue inferior a la observada en el global de España. Los no fumadores estaban expuestos al humo del tabaco una media de 1,16 h (DE 2,50) diarias sin que se observaran diferencias importantes entre sexos ni entre CCAA.
Los antecedentes familiares de CI se presentaron en el 14,3% de los participantes (tabla 4). En cuanto a los antecedentes personales de CI en las distintas CCAA, se observó que entre un 0,7 y un 5,3% de los participantes habían sido informados por algún médico de haber presentado una angina de pecho. La prevalencia de estos antecedentes familiares y personales se presentan en la tabla 4 desglosados por CCAA.
En las mujeres, el 11,3% tenían un ciclo mestrual normal, el 4,9% irregular y el 83,8% eran menopáusicas. La edad media de inicio de la menopausia fue de 48,2 años y únicamente el 2,2% de las mujeres menopáusicas declararon recibir tratamiento hormonal sustitutorio.
Las correlaciones entre la prevalencia de angina y el porcentaje de participantes que presentan al menos 1, 2, 3 o 4 factores de riesgo cardiovasculares en las diferentes CCAA se presentan en la figura 6. Los mejores coeficientes de correlación se observaron con la prevalencia de 2 o 3 factores de riesgo (r = 0,57; p = 0,02).
DISCUSIÓN
Éste es el primer estudio que establece la prevalencia de angina de esfuerzo en las diferentes CCAA de España, observándose que esta prevalencia varía de unas otras. Estas variaciones se correlacionan con las existentes, ya conocidas, de mortalidad por CI y enfermedades cardiovasculares, lo que confiere consistencia y validez de constructo a los resultados obtenidos en este estudio. Los datos de Extremadura estaban claramente fuera de rango, posiblemente por el pequeño número de participantes seleccionados en esta comunidad. Al eliminar los datos de esta comunidad, los coeficientes de correlación entre prevalencia de angina y mortalidad por CI o enfermedad cardiovascular mejoraron claramente y oscilaron entre 0,31 y 0,55. Estos valores, pese a no ser muy altos, son considerables teniendo en cuenta el tipo de relación ecológica que miden y que los datos de mortalidad son generales y en cambio la prevalencia de angina se refiere al intervalo de edad de 45 a 74 años.
La prevalencia global de angina en España es, como ya ha sido publicada, del 7,5% 16 . Al estratificar por edad (45-54, 55-64 y 65-74 años) esta prevalencia es del 5,3, del 7,9 y del 8,0%, respectivamente, en varones, y del 6,4, del 7,1 y del 8,8%, respectivamente en mujeres 16 . Esta prevalencia coincide con la observada en otras poblaciones de países desarrollados de nuestro entorno 19-21 que paradójicamente presentan una incidencia de IAM mayor (en algunos países hasta 5 veces más) que la observada en España 6,7 . Una paradoja similar ha sido descrita al observar la coexistencia en Girona de una alta prevalencia de factores de riesgo cardiovascular con una baja incidencia de IAM 22 . Probablemente todo ello esté relacionado con la existencia en nuestro medio de algunos factores protectores (ambientales o genéticos) que explican que en nuestro entorno la alta prevalencia de factores de riesgo cardiovascular se asocie a CI más benigna, de evolución lenta (igual prevalencia de angina que en otros países desarrollados) y con placas de ateroma más estables (menor incidencia de IAM).
En la mayoría de estudios de estimación de la prevalencia de angina realizados en diferentes poblaciones se observa que ésta es superior en mujeres que en varones 19-21 . Esta diferencia se observa en nueve de las 17 CCAA españolas. Aunque se sabe que el cuestionario de Rose es menos repetible 23 y preciso 24 en mujeres, este hecho no puede explicar por sí solo las diferencias observadas en los distintos estudios 23 . Algunos autores han sugerido que esta diferencia puede estar relacionada con diferentes formas de presentación de la CI entre sexos, de forma que el infarto de miocardio y la muerte súbita serían más frecuentes en varones y la angina de pecho de esfuerzo más frecuente en mujeres 25 .
Actualmente sólo hay un estudio que haya estimado la prevalencia de angina de esfuerzo en una muestra poblacional, obtenida de forma aleatoria, en Girona 22 . En este estudio se estimó que la prevalencia de angina estandarizada por la población mundial en los habitantes de 25 a 74 años era del 2,6% en varones y del 3,4% en mujeres 22 . Al estratificar por los tres grupos de edad (45-54, 55-64 y 65-74 años) definidos en este estudio, la prevalencia de angina fue del 1,6, del 4,5 y del 6,9%, respectivamente, en varones, y del 3,7, del 5,9 y del 13,4%, respectivamente, en las mujeres 22 , cifras inferiores a las halladas en este estudio. En el estudio PANES, en una submuestra obtenida de forma aleatoria a partir del censo, se observó también que las estimaciones de prevalencia de angina obtenidas mediante el muestreo por itinerarios eran superiores a las obtenidas en el muestreo poblacional, lo que indica una ligera sobrestimación de la prevalencia de angina 16 . Esta sobrestimación está, seguramente, relacionada con un sesgo de selección inherente al tipo de muestreo realizado: probablemente es más fácil encontrar en la unidad familiar a personas enfermas que a sanas. Aunque inicialmente se intentó realizar un muestreo poblacional aleatorio, esta posibilidad tuvo que ser desestimada al no poderse acceder a una muestra aleatoria a partir del censo de población en la mayoría de las CCAA.
El cuestionario utilizado para valorar ha sido recomendado por la Organización Mundial de la Salud 10 y ha demostrado poseer un valor predictivo de mortalidad total y coronaria semejante al del juicio clínico 9 . Su especificidad para diagnosticar angina en general en pacientes que son remitidos para la realización de una prueba de esfuerzo con talio es del 79% (sensibilidad del 26%) 11 . Algunas modificaciones del cuestionario permiten obtener una especificidad del 85 al 90% cuando se utiliza como referente la mortalidad por CI a 10 años 10 . En cuanto a la prevalencia de factores de riesgo también se observaron diferencias entre CCAA y entre sexos. La prevalencia de hipertensión es superior en mujeres que en varones, siendo las CCAA de Baleares, Comunidad Valenciana, Asturias y Andalucía las que presentaron una prevalencia más alta y las CCAA de Murcia, Extremadura, Cataluña y Navarra las más bajas. La prevalencia de HTA en España oscila entre el 20 y el 50% según las series y la definición de la HTA 22,26,27 . En el estudio PANES la prevalencia autodeclarada de HTA es del 31,1%, aunque es importante tener en cuenta que únicamente alrededor del 60% de los hipertensos conocen su enfermedad 27 y, por tanto, la cifra obtenida probablemente infraestima la prevalencia real.
Los datos del tabaquismo coinciden con los observados en una encuesta realizada por el Ministerio de Sanidad y Consumo en la que se estimaba que entre el 30 y el 40% de los españoles eran fumadores 28,29 . Hay que señalar las diferencias en la prevalencia de tabaquismo entre las CCAA: en algunas, el porcentaje de mujeres fumadoras es mucho mayor que en el resto, y podría especularse que se trata de las CCAA con un mayor desarrollo económico.
Las diferencias observadas en la prevalencia de factores de riesgo en las diferentes CCAA explican una parte de las diferencias en la prevalencia de angina entre CCAA. La acumulación de 2 o 3 factores de riesgo explica un 32,5% de la variabilidad observada en la prevalencia de angina (fig. 5).
Limitaciones del estudio
El tipo de muestreo realizado, como ya se ha comentado, puede explicar la sobrestimación de la prevalencia de angina y de los factores de riesgo cardiovascular observada al compararla con estudios poblacionales. Como también se ha mencionado, no fue posible realizar un muestreo aleatorio al no ser accesibles los datos del censo de la población. De todos modos, la mayoría de estudios internacionales de prevalencia de angina han utilizado formas de muestreo similares a la realizada en el PANES 19,30,31 .
La información obtenida sobre los factores de riesgo cardiovascular fue autodeclarada. Puede existir un sesgo de memoria o un sesgo por diferencias en acceso al sistema sanitario entre las diferentes CCAA, los sexos y la edad. Si bien es improbable que existan diferencias significativas entre las CCAA en el acceso al sistema sanitario, sí podría existir un sesgo en cuanto al uso del sistema sanitario por edad, ya que los mayores tienen un mayor contacto con el sistema sanitario y más probabilidades de ser diagnosticados de algún factor de riesgo, aunque también se conoce por estudios poblacionales que la prevalencia de estos factores de riesgo aumenta con la edad 22 . Puede existir un sesgo por sexo, ya que las mujeres pueden tener un mayor contacto con el sistema sanitario y esto podría explicar, parcialmente, la mayor prevalencia de factores de riesgo entre el sexo femenino, aunque en un estudio poblacional realizado recientemente en Girona 22 se interrogó sobre si se habían determinado el colesterol o tomado la presión arterial en el último año y no se observaron diferencias entre sexos.
La prevalencia de angina, así como de factores de riesgo, se refiere al intervalo de edad estudiado (45-74 años).
CONCLUSIONES
La prevalencia de angina en España es similar a la existente en otros países desarrollados de nuestro entorno. Se observan diferencias significativas entre las diferentes CCAA que se correlacionan con la mortalidad general por CI y enfermedad cardiovascular, y también con la prevalencia de factores de riesgo.
Existen ligeras diferencias en la prevalencia de factores de riesgo cardiovascular entre las diferentes CCAA.
GRUPO DE ESTUDIO PANES
Hospital Arnau de Vilanova de Valencia: J.F. Sotillo, J. Ruvira, A. Cabrera, A. Hervas, M.T. Moreno; Hospital Basurto de Bilbao: J. Arzubiaga, L. Andraka; Hospital Centro Ciudad de Jaén: C. Pagola, E. Vázquez, C. Lozano; Hospital Costa del Sol: E. González, F. Ruiz, G. Rosas, F. Torres; Instituto de Cardiología de Madrid: M. de los Reyes, A. Jurado, F.J. Parra, R. García; Hospital de Guipúzcoa: R. Tellería, F. de la Euxita; Hospital de León: J.A. Lastra, M.A. Rodríguez; Hospital Doctor Peset de Valencia: M. Almela; Hospital General de Alicante: L. Planelles; Hospital General de Castellón: J.L. Diago, C. Guallar, J. Moreno, E. Orts, J.R. Sanz; Hospital General de Especialidades del SAS de Jerez: J.C. Vargas-Machuca, A. Díaz de López, C. Pérez, F. García de Arboleya, A. Castro; Hospital General Universitario de Alicante: M. Rubio, J.G. Martínez, F. Sogorb, D. Ortuño, J.A. Quiles; Hospital General Universitario de Elche: F. García, F. Reyes, A. Jordán; Hospital General Universitario de Murcia: M. Valdés, J. García, J. López-Candel; Hospital General Universitario de Valencia: F. Ridocci, G. Tormo, J.A. Velasco; Hospital General Universitario Gregorio Marañón: L. López-Bescos, V. Sosa, J.L. Cantalapiedra, J. Quiroga, A. Almazán, J.L. Delcán; Hospital Insular Las Palmas de Canarias: V. Nieto, C. Culebras; Hospital Juan Canalejo de La Coruña: A. Castro-Beiras, M. Penas, F. Redondo, E. Freire; Hospital Miguel Servet de Zaragoza: M.L. Sanz, M. Aliacar, L. Placer; Hospital Provincial de Pontevedra: M. Silva; Hospital Ramón y Cajal: E. Asín; Hospital Río Hortega de Valladolid: M.A. Cobos, A. Casero, F. Librada; Hospital de la Santa Creu i Sant Pau de Barcelona: D. Obrador, E. Trilla, J.R. Serra, A. Aguilar; Clínica Santa Teresa: E. Barroso; Hospital Son Dureta de Mallorca: C. Fernández, G. Melis, A. Bethencort; Hospital Universitari Germans Trias i Pujol de Badalona, Barcelona: V. Valle, D. Pereferrer; Clínica Universitaria de Navarra: E. Alegría, V. González; Hospital Universitario de Valme: A. Saénz de Tejada, L. Pastor, N. Ollero; Hospital Universitario La Fe de Valencia: J. Cosín, A. Cabadés, M.J. Sancho-Tello, F.J. Algarra; Hospital Universitario Virgen de la Arrixaca, Murcia: M. Villegas, J. Martínez, J.A. Ruipérez; Hospital Universitario Virgen de las Nieves, Granada: M. Martínez, J. Azpitarte; Hospital Universitario Virgen del Rocío, Sevilla: J.A. Corredor; Hospital Universitario Virgen Macarena, Sevilla: J.M. Cruz, V. López, J.J. Gómez, R. Hidalgo; Hospital Virgen de la Salud de Toledo: J. Sánchez; Hospital Xeral de Lugo: C. Llorente, F.J. Crespo; Hospital Xeral-Cies de Vigo: D. Álvarez; Instituto Municipal de Investigación Médica, Barcelona: J. Marrugat, R. Elosua, J. Vila.
