RIESGO DE APNEA OBSTRUCTIVA DEL SUEÑO Y
FACTORES ASOCIADOS EN PACIENTES
PROGRAMADOS PARA CIRUGÍA BAJO
ANESTESIA GENERAL
RISK OF OBSTRUCTIVE SLEEP APNEA AND ASSOCIATED
FACTORS IN PATIENTS SCHEDULED FOR SURGERY
UNDER GENERAL ANESTHESIA
Cynthia del Carmen Córdova Peralta
Instituto Mexicano del Seguro Social México
Javier Hernández Rasgado
Instituto Mexicano del Seguro Social México
Silvia María Guadalupe Garrido Pérez
Instituto Mexicano del Seguro Social México
Pedro González Angulo
Universidad Juárez Autónoma de Tabasco, México
Jesús Mauricio Muñoz Camacho
Instituto Mexicano del Seguro Social México
Eduardo Contreras Pérez
Instituto Mexicano del Seguro Social México
Rosario Zapata Vázquez
Instituto Mexicano del Seguro Social México
pág. 6215
DOI: https://doi.org/10.37811/cl_rcm.v10i5.26464
Riesgo de Apnea Obstructiva del Sueño y Factores Asociados en Pacientes
Programados para Cirugía Bajo Anestesia General
Cynthia del Carmen Córdova Peralta1
cynthiaperalta025@gmail.com
https://orcid.org/0009-0006-0327-5394
Instituto Mexicano del Seguro Social
México
Javier Hernández Rasgado
javier.2001.residencia@gmail.com
https://orcid.org/0000-0003-0356-0372
Instituto Mexicano del Seguro Social
México
Silvia María Guadalupe Garrido Pérez
silvia.garrido@imss.gob.mx
https://orcid.org/0000-0001-8545-7963
Instituto Mexicano del Seguro Social
México
Pedro González Angulo
pedro.gonzalez@ujat.mx
https://orcid.org/0000-0001-6098-1945
Universidad Juárez Autónoma de Tabasco
México
Jesús Mauricio Muñoz Camacho
Jesusm.munoz@edu.uag.mx
https://orcid.org/0009-0004-8981-4066
Instituto Mexicano del Seguro Social
México
Eduardo Contreras Pérez
eduardo.contrerasp@imss.gob.mx
https://orcid.org/0009-0008-3577-7166
Instituto Mexicano del Seguro Social
México
Rosario Zapata Vázquez
rosario.zapata@imss.gob.mx
https://orcid.org/0000-0001-8425-0522
Instituto Mexicano del Seguro Social
México
1
Autor principal
Correspondencia: javier.2001.residencia@gmail.com
pág. 6216
RESUMEN
Introducción. La apnea obstructiva del sueño (AOS) suele estar subdiagnosticada y es relevante en la
valoración preanestésica. El STOP-BANG clasifica su riesgo sin confirmar el diagnóstico. Se determinó
el riesgo de AOS y sus factores asociados en pacientes programados para cirugía bajo anestesia general.
Material y métodos. Estudio transversal y analítico (marzo a mayo de 2026, HGZ No. 46, IMSS) en
200 pacientes programados para cirugía bajo anestesia general, a quienes se aplicó el cuestionario
STOP-BANG. Se usó estadística descriptiva e inferencial (X², prueba exacta de Fisher, razón de
prevalencia y regresión logística; p < 0.05; IC 95%). Resultados. El riesgo aumentado se presentó en
30.5%; en estos pacientes predominaron el sexo masculino (70.5%), la edad mayor de 50 años (77.0%),
el sobrepeso u obesidad (67.2%), la comorbilidad (85.2%) y la hipertensión arterial sistémica (68.9%),
con p < 0.001. En la regresión logística mantuvieron asociación independiente el sexo masculino (OR
= 22.94), la edad mayor de 50 años (OR = 20.88), la obesidad (OR = 60.16; todos p < 0.001) y las
comorbilidades (p = 0.022), no así el sobrepeso (p = 0.196) ni la escolaridad (p = 0.166). El AUC fue
de 0.933, con cautela porque la edad, el sexo y el IMC forman parte del puntaje. Conclusión. Una
proporción considerable de los pacientes tuvo riesgo aumentado de AOS, asociado de forma
independiente con el sexo masculino, la mayor edad, la obesidad y las comorbilidades. Conviene
incorporar el STOP-BANG a la valoración preanestésica como tamizaje, no como diagnóstico.
Palabras clave: apnea obstructiva del sueño, factores de riesgo, anestesia general, tamizaje,
Cuestionario STOP-BANG
pág. 6217
Risk of obstructive sleep apnea and associated factors in patients scheduled
for surgery under general anesthesia
ABSTRACT
Introduction. Obstructive sleep apnea (OSA) is often undiagnosed and relevant to pre-anesthetic
evaluation. The STOP-BANG questionnaire classifies OSA risk without confirming the diagnosis. The
aim was to determine OSA risk and its associated factors in patients scheduled for surgery under general
anesthesia. Materials and methods. Cross-sectional, analytical study (March to May 2026, HGZ No.
46, IMSS) of 200 patients scheduled for surgery under general anesthesia, who completed the STOP-
BANG questionnaire. Descriptive and inferential statistics were used (chi-square, Fisher's exact test,
prevalence ratio and logistic regression; p < 0.05; 95% CI). Results. Increased risk occurred in 30.5%;
among these patients, male sex (70.5%), age over 50 years (77.0%), overweight or obesity (67.2%),
comorbidity (85.2%) and systemic arterial hypertension (68.9%) predominated, all with p < 0.001. In
logistic regression, male sex (OR = 22.94), age over 50 years (OR = 20.88) and obesity (OR = 60.16;
all p < 0.001) and comorbidities (p = 0.022) remained independently associated, unlike overweight (p =
0.196) and education level (p = 0.166). The AUC was 0.933, to be read with caution because age, sex
and BMI are part of the score. Conclusion. A considerable proportion of patients had an increased risk
of OSA, independently associated with male sex, older age, obesity and comorbidities. The STOP-
BANG questionnaire should be incorporated into pre-anesthetic evaluation as a screening tool, not as a
diagnostic one.
Keywords: obstructive sleep apnea, risk factors, general anesthesia, screening, STOP-BANG
questionnaire
Artículo recibido 20 setiembre 2026
Aceptado para publicación: 26 octubre 2026
pág. 6218
INTRODUCCIÓN
La apnea obstructiva del sueño (AOS) es un trastorno respiratorio caracterizado por episodios
recurrentes de obstrucción parcial o completa de la vía aérea superior durante el sueño. Estos episodios
pueden ocasionar hipoxemia intermitente y fragmentación del descanso. Como sus manifestaciones
pueden pasar inadvertidas y no todos los pacientes tienen un diagnóstico previo, la AOS sigue siendo
un problema relevante en la práctica clínica, sobre todo en la evaluación de personas con factores de
riesgo (Anchía-Chavarría et al., 2023; Chavarría Mata & Vargas Acuña, 2023; Slowik et al., 2025).
La magnitud de la AOS no es uniforme entre poblaciones; las estimaciones varían según la edad, las
características de los participantes y los criterios empleados para identificarla. Una revisión sistemática
en personas mayores muestra que la edad es un componente importante al interpretar su frecuencia, por
lo que las cifras de un grupo no deben extrapolarse a otros contextos (Ghavami et al., 2023). En
Latinoamérica la disponibilidad y la cobertura de los estudios diagnósticos y de los tratamientos son
desiguales, lo que dificulta la identificación oportuna de quienes viven con este trastorno (Calixto
Leonor et al., 2024; Noriega-Aguirre et al., 2024).
La AOS se relaciona con alteraciones cardiovasculares y metabólicas, entre ellas hipertensión arterial,
enfermedad cardiovascular y diabetes tipo 2. Entre los mecanismos propuestos están la hipoxemia
intermitente, la activación simpática y la disfunción endotelial, que pueden aumentar el riesgo
cardiovascular. La coexistencia de AOS y diabetes también se ha descrito como una relación
bidireccional; por esta razón, reconocer el riesgo respiratorio puede ser pertinente en pacientes con
comorbilidades cardiometabólicas (DiCaro et al., 2024; Gentile et al., 2025; Javaheri et al., 2024; Nara-
Sauceda et al., 2024; Torres et al., 2024).
La identificación de la AOS cobra especial importancia en el periodo perioperatorio. Los anestésicos,
sedantes y opioides pueden reducir el tono de la vía aérea superior y deprimir la ventilación; esto obliga
a anticipar dificultades con la vía aérea y a planear la vigilancia durante la recuperación. La literatura
perioperatoria también ha estudiado la relación entre la AOS y las complicaciones posoperatorias, entre
ellas las alteraciones respiratorias y el delirium, aunque el riesgo individual depende del estado clínico,
del procedimiento y de las medidas de atención adoptadas (Breitkopf et al., 2025; Guerrero Gutiérrez et
al., 2024; Raven et al., 2024; Tracy et al., 2025).
pág. 6219
La polisomnografía y la poligrafía respiratoria permiten evaluar los eventos respiratorios durante el
sueño; sin embargo, antes de una cirugía electiva su disponibilidad puede ser limitada. Por eso en la
valoración preanestésica se emplean cuestionarios de tamizaje como el STOP-BANG, que consta de
ocho reactivos sobre ronquido, cansancio, apneas observadas, hipertensión, índice de masa corporal,
edad, circunferencia del cuello y sexo. Su resultado estratifica el riesgo y orienta la evaluación clínica,
pero no confirma por sí mismo el diagnóstico de AOS. Por otra parte, el rendimiento de un instrumento
depende de la población y del propósito con que se use; la evidencia disponible no justifica tomar un
resultado positivo como diagnóstico definitivo ni asumir que el tamizaje universal de adultos
asintomáticos tenga beneficios demostrados en todos los contextos (Feltner et al., 2022; Pangerc et al.,
2024).
En México se ha estudiado la utilidad del STOP-BANG como complemento de la valoración
preanestésica en pacientes programados para anestesia general, y en otros entornos quirúrgicos se ha
descrito la frecuencia de pacientes con riesgo aumentado y las características clínicas que acompañan
esa clasificación (Chávez González et al., 2024; Shrestha & Kunwar, 2025). No obstante, en el Hospital
General de Zona No. 46 “Dr. Bartolomé Reynés Berezaluce” del Instituto Mexicano del Seguro Social,
en Villahermosa, Tabasco, era necesario documentar la distribución del riesgo de AOS en pacientes
programados para cirugía bajo anestesia general y explorar su relación con las características
sociodemográficas, el índice de masa corporal y las comorbilidades. El objetivo de este estudio fue
determinar el riesgo de AOS mediante el cuestionario STOP-BANG y analizar su asociación con dichas
características en esta población. El resultado se interpreta como riesgo identificado por tamizaje y no
como prevalencia de AOS confirmada mediante un estudio de sueño.
MATERIALES Y MÉTODOS
Se realizó un estudio observacional, analítico y transversal en el Hospital General de Zona No. 46 “Dr.
Bartolomé Reynés Berezaluce”, IMSS, en Villahermosa, Tabasco, del 1 de marzo al 31 de mayo de
2026.
Se incluyeron pacientes mayores de 18 años, de ambos sexos, con o sin comorbilidades, programados
para cirugía bajo anestesia general, que aceptaron participar y firmaron el consentimiento informado.
Se excluyeron los pacientes que requerían exclusivamente anestesia regional o local, las embarazadas o
pág. 6220
puérperas, los casos de cirugía de urgencia y los pacientes que desearon retirarse del estudio.
El tamaño de la muestra se calculó con la fórmula para estimar una proporción en población
desconocida, con Z = 1.96, p = 0.5, q = 0.5 y e = 0.07, lo que dio una n = 196. El muestreo fue no
probabilístico, por conveniencia.
La variable dependiente fue el riesgo de apnea obstructiva del sueño según la escala STOP-BANG, que
se clasificó en bajo (0 a 2 puntos), intermedio (3 a 4) y alto (5 a 8); para el análisis de asociación se
agruparon el intermedio y el alto como riesgo aumentado (3 puntos o más). Como variables
independientes se tomaron las sociodemográficas (edad, sexo, escolaridad, ocupación y estado civil) y
las clínicas (IMC y comorbilidades).
Se hizo estadística descriptiva de todas las variables. Las cualitativas se expresaron en frecuencias
absolutas y porcentajes. A las cuantitativas se les aplicó la prueba de Shapiro-Wilk; las de distribución
normal se expresaron como media y desviación estándar, y las que no cumplieron el supuesto de
normalidad, como mediana y rango intercuartílico.
La asociación entre cada variable independiente y el nivel de riesgo se evaluó con la prueba de X² de
independencia, y se usó la prueba exacta de Fisher cuando alguna celda tuvo una frecuencia esperada
menor de 5. En las variables con más de dos categorías (ocupación y estado civil), cada categoría se
comparó contra la de referencia, que fue la más frecuente. Para cada comparación se calculó la razón de
prevalencia (RP) con su intervalo de confianza al 95% por el método logarítmico, junto con una prueba
de Wald sobre la RP, que se contrastó con la prueba de significancia global.
Para el análisis multivariado se construyó un modelo de regresión logística binaria por el método Enter,
con el nivel de riesgo de AOS dicotomizado como variable dependiente y, como variables
independientes, el índice de masa corporal y el número de comorbilidades (tres categorías cada uno), la
edad, el sexo y la escolaridad (dos categorías cada una). Antes de construir el modelo se verificó la razón
de eventos por variable (EPV) y se descartó multicolinealidad con el factor de inflación de la varianza
(VIF). El ajuste global se evaluó con la prueba ómnibus de coeficientes, el valor de −2 log verosimilitud,
los coeficientes de determinación de Cox y Snell y de Nagelkerke, y la prueba de bondad de ajuste de
Hosmer-Lemeshow. La capacidad discriminativa se determinó con la tabla de clasificación
(sensibilidad, especificidad y porcentaje global de clasificación correcta) y con el área bajo la curva
pág. 6221
ROC (AUC).
Se consideró estadísticamente significativo un valor de p < 0.05, con intervalos de confianza al 95%. El
análisis se realizó con el programa SPSS v26®.
RESULTADOS
En las características sociodemográficas de los 200 pacientes, en el sexo predominó el femenino con
56.0% (112). En la escolaridad, la categoría más frecuente fue la preparatoria con 34.0% (68), seguida
de la primaria con 27.0% (54). En la ocupación predominó la de empleado con 56.0% (112), y en el
estado civil, la de casado con 72.5% (145). Respecto a la edad, el grupo de 50 años o menos concentró
63.5% (127) de los pacientes. Estos datos se muestran en la tabla 1.
Tabla 1. Características sociodemográficas de los pacientes sometidos a cirugías bajo anestesia general
Variables sociodemográficas
f
%
Sexo
Mujer
112
56.0
Hombre
88
44.0
Escolaridad
Primaria
54
27.0
Secundaria
43
21.5
Preparatoria
68
34.0
Profesional
35
17.5
Ocupación
Empleado
112
56.0
Ama de casa
58
29.0
Estudiante
16
8.0
Jubilado
12
6.0
Empresario
2
1.0
Estado civil
Casado
145
72.5
Soltero
22
11.0
Viudo
12
6.0
Unión libre
11
5.5
Divorciado
10
5.0
Edad (≤50/>50)
≤ 50 años
127
63.5
> 50 años
73
36.5
Fuente: instrumento de recolección de datos y cuestionario STOP-BANG, HGZ No. 46, IMSS, 2026.
f: frecuencia absoluta; %: porcentaje.
En el estado nutricional, calculado a partir del índice de masa corporal (IMC), la categoría más frecuente
fue la normal con 51.5% (103), seguida del sobrepeso con 40.0% (80). La obesidad, al sumar los grados
I y II, se presentó solamente en 6.0% (12) de los pacientes, y no se registró ningún caso de obesidad
grado III (tabla 2).
pág. 6222
Tabla 2. Estado nutricional de los pacientes sometidos a cirugías bajo anestesia general
f
%
Estado nutricional
5
2.5
103
51.5
80
40.0
5
2.5
7
3.5
0
0.0
Fuente: instrumento de recolección de datos y cuestionario STOP-BANG, HGZ No. 46, IMSS, 2026.
f: frecuencia absoluta; %: porcentaje. IMC: índice de masa corporal. Clasificación de la Organización Mundial de la Salud:
bajo peso < 18.5; normal 18.5 a 24.9; sobrepeso 25.0 a 29.9; obesidad grado I 30.0 a 34.9; grado II 35.0 a 39.9; grado III ≥ 40
kg/m².
En las comorbilidades, la categoría más frecuente fue la ausencia de comorbilidad con 48.5% (97). Entre
las enfermedades referidas predominó la hipertensión arterial sistémica (HAS) con 27.5% (55), seguida
de la diabetes tipo 2 (DM2) con 12.5% (25). En el número de comorbilidades, después de los pacientes
sin comorbilidad, la categoría más frecuente fue la comorbilidad única con 44.5% (89). Como un mismo
paciente pudo referir más de una enfermedad, la suma de las comorbilidades específicas supera el
número de pacientes con comorbilidad (tabla 3).
Tabla 3. Comorbilidades de los pacientes sometidos a cirugías bajo anestesia general
Variables clínicas
f
%
Comorbilidades
Ninguna
97
48.5
HAS
55
27.5
DM2
25
12.5
Cáncer
16
8.0
Hipotiroidismo
5
2.5
Hipertiroidismo
5
2.5
Asma
4
2.0
Obesidad
3
1.5
Cardiopatía
2
1.0
ERC
2
1.0
DM1
1
0.5
Número de comorbilidades
Ninguna
97
48.5
Única
89
44.5
Múltiples
14
7.0
Diabetes tipo 2
Si
25
12.5
No
175
87.5
Hipertensión arterial
Si
55
27.5
No
145
72.5
Fuente: instrumento de recolección de datos y cuestionario STOP-BANG, HGZ No. 46, IMSS, 2026.
f: frecuencia absoluta; %: porcentaje. HAS: hipertensión arterial sistémica; DM2: diabetes tipo 2; DM1: diabetes tipo 1; ERC:
enfermedad renal crónica. Única: una comorbilidad; múltiples: dos o más.
pág. 6223
En el nivel de riesgo de AOS según el cuestionario STOP-BANG, la categoría más frecuente fue el
riesgo bajo con 69.5% (139), seguida del riesgo intermedio con 25.0% (50). Al agrupar las categorías
intermedia y alta, el riesgo aumentado (puntaje de 3 o más) se presentó en 30.5% (61) de los pacientes.
El riesgo alto fue la categoría menos frecuente, con 5.5% (11); por este motivo se agrupó con el riesgo
intermedio para el análisis de asociación, tal como se describió en la metodología (tabla 4).
Tabla 4. Nivel de riesgo de presentar apnea obstructiva del sueño según el cuestionario STOP-BANG
Categoría
f
%
Riesgo bajo
139
69.5
Riesgo intermedio
50
25.0
Riesgo alto
11
5.5
Fuente: instrumento de recolección de datos y cuestionario STOP-BANG, HGZ No. 46, IMSS, 2026.
f: frecuencia absoluta; %: porcentaje. Clasificación según el puntaje del cuestionario STOP-BANG: riesgo bajo, 0 a 2 puntos;
riesgo intermedio, 3 a 4 puntos; riesgo alto, 5 a 8 puntos.
A continuación se presenta la asociación del riesgo aumentado de AOS, que se observó en 30.5% (61)
de los pacientes, con las características sociodemográficas, el IMC y las comorbilidades; primero con el
análisis bivariado y después con el modelo de regresión logística multivariada. En las tablas de
contingencia, los porcentajes corresponden a la distribución dentro de cada nivel de riesgo (porcentaje
por columna).
Características sociodemográficas
En los pacientes con riesgo aumentado, en el sexo predominó el masculino con 70.5% (43), a pesar de
que en la muestra total las mujeres eran mayoría. La asociación fue estadísticamente significativa (X² =
23.476; p < 0.001), con una razón de prevalencia (RP) de 3.040 (IC 95%: 1.892–4.885); es decir, el
riesgo aumentado fue tres veces más frecuente en los hombres que en las mujeres (tabla 5).
pág. 6224
Tabla 5. Asociación entre sexo y nivel de riesgo de la escala STOP-BANG
Sexo
f/
%
Riesgo STOP-
BANG
Tota
l
X2
gl
p
RP
IC 95%
p≤0.05
Aumentad
o
Bajo
Lim
inf.
Lim
sup.
Hombr
e
f
%
43
70.5%
45
32.4%
88
23.47
6
1
<0.00
1
3.04
0
1.89
2
4.88
5
<0.001
Mujer
f
%
18
29.5%
94
67.6%
112
Total
f
%
61
100.0%
139
100.0
%
200
Fuente: instrumento de recolección de datos y cuestionario STOP-BANG, HGZ No. 46, IMSS, 2026.
f: frecuencia; %: porcentaje por columna; RP: razón de prevalencia; IC 95%: intervalo de confianza al 95%; Riesgo aumentado:
riesgo intermedio o alto (puntaje STOP-BANG ≥ 3). La columna p≤0.05 corresponde a la prueba de Wald sobre la RP.
En la edad, los pacientes mayores de 50 años predominaron dentro del riesgo aumentado con 77.0%
(47). La asociación fue estadísticamente significativa (X² = 59.773; p < 0.001), con una RP de 5.841 (IC
95%: 3.463–9.851), lo que quiere decir que el riesgo aumentado fue casi seis veces más frecuente en los
mayores de 50 años que en los pacientes de 50 años o menos (tabla 6).
Tabla 6. Asociación entre edad (≤50/>50) y nivel de riesgo de la escala STOP-BANG
Edad
f/%
Riesgo STOP-BANG
Total
X2
gl
p
RP
IC 95%
p≤0.05
Aumentado
Bajo
Lim
inf.
Lim
sup.
>50
años
f
%
47
77.0%
26
18.7%
73
59.773
1
<0.001
5.841
3.463
9.851
<0.001
≤50
años
f
%
14
23.0%
113
81.3%
127
Total
f
%
61
100.0%
139
100.0%
200
Fuente: instrumento de recolección de datos y cuestionario STOP-BANG, HGZ No. 46, IMSS, 2026.
f: frecuencia; %: porcentaje por columna; RP: razón de prevalencia; IC 95%: intervalo de confianza al 95%; Riesgo aumentado:
riesgo intermedio o alto (puntaje STOP-BANG ≥ 3). La columna p≤0.05 corresponde a la prueba de Wald sobre la RP. La edad
se categorizó con el punto de corte del reactivo A del STOP-BANG (> 50 años).
En la ocupación se tomó como referencia la categoría empleado, por ser la más frecuente. Al comparar
a las amas de casa con los empleados, en el riesgo aumentado predominaron los empleados con 74.0%
(37). La diferencia no fue estadísticamente significativa (X² = 1.596; p = 0.206), con una RP de 0.68
(IC 95%: 0.39–1.17) (tabla 7).
En la comparación entre jubilados y empleados, el riesgo aumentado se concentró en los empleados con
77.1% (37). Aun así, la diferencia fue estadísticamente significativa (prueba exacta de Fisher; p =
0.0001), con una RP de 2.77 (IC 95%: 2.03–3.80); es decir, el riesgo aumentado fue casi tres veces más
pág. 6225
frecuente en los jubilados que en los empleados, ya que casi todos ellos se clasificaron en este nivel de
riesgo (tabla 7).
Al comparar a los empresarios con los empleados, la totalidad del riesgo aumentado correspondió a los
empleados con 100.0% (37), ya que ningún empresario tuvo riesgo aumentado. La diferencia no fue
estadísticamente significativa (prueba exacta de Fisher; p = 1.000) y no fue posible calcular la RP por
la ausencia de eventos en ese grupo, y con solo dos empresarios este resultado no permite hacer
inferencias (tabla 7).
Lo mismo ocurrió entre estudiantes y empleados: en el riesgo aumentado, los empleados representaron
100.0% (37), sin ningún estudiante en este grupo. En este caso la diferencia sí fue estadísticamente
significativa (prueba exacta de Fisher; p = 0.0058), aunque tampoco fue posible calcular la RP (tabla 7).
Tabla 7. Asociación entre ocupación y nivel de riesgo de la escala STOP-BANG (categoría de
referencia: empleado)
Ocupación
f/%
Riesgo STOP-BANG
Total
X2/Fisher
gl
p
RP
IC 95%
p≤0.05
Aumentado
Bajo
Lim
inf.
Lim
sup.
Ama de
casa
f
%
13
26.0%
45
37.5%
58
1.596
1
0.2064
0.68
0.39
1.17
0.1643
Empleado
f
%
37
74.0%
75
62.5%
112
Total
f
%
50
100.0%
120
100.0%
170
Jubilado
f
%
11
22.9%
1
1.3%
12
22.297
1
0.0001
2.77
2.03
3.80
<0.001
Empleado
f
%
37
77.1%
75
98.7%
112
Total
f
%
48
100.0%
76
100.0%
124
Empresario
f
%
0
0.0%
2
2.6%
2
0.000
1
1.000
--
--
--
--
Empleado
f
%
37
100.0%
75
97.4%
112
Total
f
%
37
100.0%
77
100.0%
114
Estudiante
f
%
0
0.0%
16
17.6%
16
0.000
1
0.0058
--
--
--
--
Empleado
f
%
37
100.0%
75
82.4%
112
Total
f
%
37
100.0%
91
100.0%
128
Fuente: instrumento de recolección de datos y cuestionario STOP-BANG, HGZ No. 46, IMSS, 2026.
f: frecuencia; %: porcentaje por columna dentro de cada comparación; RP: razón de prevalencia; IC 95%: intervalo de confianza
al 95%. Riesgo aumentado: riesgo intermedio o alto (puntaje STOP-BANG ≥ 3). Categoría de referencia: empleado. En las
comparaciones de jubilado, empresario y estudiante, p corresponde a la prueba exacta de Fisher (frecuencia esperada < 5). La
columna p≤0.05 corresponde a la prueba de Wald sobre la RP. --: no calculable por ausencia de casos con riesgo aumentado
en la categoría.
pág. 6226
En el estado civil la categoría de referencia fue casado. Al comparar a los viudos con los casados, en el
riesgo aumentado predominaron los casados con 84.9% (45). La asociación fue estadísticamente
significativa (prueba exacta de Fisher; p = 0.022), con una RP de 2.15 (IC 95%: 1.35–3.43); los viudos
presentaron riesgo aumentado con una frecuencia poco mayor al doble de la observada en los casados
(tabla 8).
Entre divorciados y casados, el riesgo aumentado también predominó en los casados con 90.0% (45).
La diferencia no alcanzó significancia estadística (prueba exacta de Fisher; p = 0.294), con una RP de
1.61 (IC 95%: 0.83–3.13) (tabla 8).
En la comparación entre solteros y casados, en el riesgo aumentado predominaron los casados con 95.7%
(45). La diferencia no fue estadísticamente significativa (X² = 3.528; p = 0.060), con una RP de 0.29
(IC 95%: 0.08–1.12) (tabla 8).
Lo mismo se observó al comparar la unión libre con los casados: en el riesgo aumentado predominaron
los casados con 97.8% (45), sin diferencia estadísticamente significativa (prueba exacta de Fisher; p =
0.176) y con una RP de 0.29 (IC 95%: 0.04–1.93) (tabla 8).
Tabla 8. Asociación entre estado civil y nivel de riesgo de la escala STOP-BANG (categoría de
referencia: casado)
Estado civil
f/%
Riesgo STOP-BANG
Total
X2/Fisher
gl
p
RP
IC 95%
p≤0.05
Aumentado
Bajo
Lim
inf.
Lim
sup.
Viudo
f
%
8
15.1%
4
3.8%
12
4.444
1
0.0221
2.15
1.35
3.43
0.0014
Casado
f
%
45
84.9%
100
96.2%
145
Total
f
%
53
100.0%
104
100.0%
157
Divorciado
f
%
5
10.0%
5
4.8%
10
2.222
1
0.2937
1.61
0.83
3.13
0.1602
Casado
f
%
45
90.0%
100
95.2%
145
Total
f
%
50
100.0%
105
100.0%
155
Soltero
f
%
2
4.3%
20
16.7%
22
3.528
1
0.0603
0.29
0.08
1.12
0.0733
Casado
f
%
45
95.7%
100
83.3%
145
Total
f
%
47
100.0%
120
100.0%
167
pág. 6227
Unión libre
f
%
1
2.2%
10
9.1%
11
0.222
1
0.1764
0.29
0.04
1.93
0.2016
Casado
f
%
45
97.8%
100
90.9%
145
Total
f
%
46
100.0%
110
100.0%
156
Fuente: instrumento de recolección de datos y cuestionario STOP-BANG, HGZ No. 46, IMSS, 2026.
f: frecuencia; %: porcentaje por columna dentro de cada comparación; RP: razón de prevalencia; IC 95%: intervalo de confianza
al 95%. Riesgo aumentado: riesgo intermedio o alto (puntaje STOP-BANG ≥ 3). Categoría de referencia: casado. En las
comparaciones de viudo, divorciado y unión libre, p corresponde a la prueba exacta de Fisher (frecuencia esperada < 5). La
columna p≤0.05 corresponde a la prueba de Wald sobre la RP.
Índice de masa corporal
Para el análisis bivariado, el IMC se agrupó en sobrepeso/obesidad y normal/bajo peso. En el IMC,
dentro del riesgo aumentado predominaron los pacientes con sobrepeso u obesidad con 67.2% (41). La
asociación fue estadísticamente significativa (X² = 14.695; p < 0.001), con una RP de 2.407 (IC 95%:
1.524–3.799); el riesgo aumentado se presentó con una frecuencia mayor al doble en los pacientes con
exceso de peso que en los de peso normal o bajo (tabla 9).
Tabla 9. Asociación entre IMC y nivel de riesgo de la escala STOP-BANG
IMC
f/
%
Riesgo STOP-
BANG
Tota
l
X2
g
l
p
RP
IC 95%
p≤0.0
5
Aumentad
o
Bajo
Lim
inf.
Lim
sup.
Sobrepes
o/
Obesidad
f
%
41
67.2%
51
36.7%
92
14.69
5
1
0.000
1
2.40
7
1.52
4
3.79
9
0.000
2
Normal/
Bajo peso
f
%
20
32.8%
88
63.3%
108
Total
f
%
61
100.0%
139
100.0
%
200
Fuente: instrumento de recolección de datos y cuestionario STOP-BANG, HGZ No. 46, IMSS, 2026.
f: frecuencia; %: porcentaje por columna; RP: razón de prevalencia; IC 95%: intervalo de confianza al 95%; Riesgo aumentado:
riesgo intermedio o alto (puntaje STOP-BANG ≥ 3). La columna p≤0.05 corresponde a la prueba de Wald sobre la RP. IMC:
índice de masa corporal. Sobrepeso/obesidad: IMC ≥ 25 kg/m²; normal/bajo peso: IMC < 25 kg/m².
Comorbilidades
En la presencia de comorbilidad, los pacientes con al menos una enfermedad predominaron dentro del
riesgo aumentado con 85.2% (52). La asociación fue estadísticamente significativa (X² = 38.096; p <
0.001), con una RP de 5.441 (IC 95%: 2.838–10.433), lo que quiere decir que el riesgo aumentado fue
más de cinco veces más frecuente en los pacientes con comorbilidad que en los que no la tenían (tabla
pág. 6228
10).
Tabla 10. Asociación entre presencia de comorbilidad y nivel de riesgo de la escala STOP-BANG
Comorbilid
ad
f/
%
Riesgo STOP-
BANG
Tota
l
X2
g
l
p
RP
IC 95%
p≤0.0
5
Aumenta
do
Bajo
Lim
inf.
Lim
sup.
Si
f
%
52
85.2%
51
36.7%
103
38.09
6
1
<0.00
1
5.44
1
2.83
8
10.43
3
<0.00
1
No
f
%
9
14.8%
88
63.3%
97
Total
f
%
61
100.0%
139
100.0
%
200
Fuente: instrumento de recolección de datos y cuestionario STOP-BANG, HGZ No. 46, IMSS, 2026.
f: frecuencia; %: porcentaje por columna; RP: razón de prevalencia; IC 95%: intervalo de confianza al 95%; Riesgo aumentado:
riesgo intermedio o alto (puntaje STOP-BANG ≥ 3). La columna p≤0.05 corresponde a la prueba de Wald sobre la RP.
En la DM2, dentro del riesgo aumentado predominaron los pacientes no diabéticos con 80.3% (49), y
los diabéticos representaron 19.7% (12). La prueba de X² no alcanzó significancia estadística (X² =
3.238; p = 0.072); sin embargo, la prueba de Wald aplicada sobre la RP sí fue significativa (p = 0.025),
con una RP de 1.714 (IC 95%: 1.069–2.749) (tabla 11). Por esta discrepancia entre ambas pruebas, la
asociación con la DM2 se consideró limítrofe.
Tabla 11. Asociación entre DM2 y nivel de riesgo de la escala STOP-BANG
DM2
f/%
Riesgo STOP-BANG
Total
X2
gl
p
RP
IC 95%
p≤0.05
Aumentado
Bajo
Lim
inf.
Lim
sup.
Si
f
%
12
19.7%
13
9.4%
25
3.238
1
0.0719
1.714
1.069
2.749
0.0253
No
f
%
49
80.3%
126
90.6%
175
Total
f
%
61
100.0%
139
100.0%
200
Fuente: instrumento de recolección de datos y cuestionario STOP-BANG, HGZ No. 46, IMSS, 2026.
f: frecuencia; %: porcentaje por columna; RP: razón de prevalencia; IC 95%: intervalo de confianza al 95%; Riesgo aumentado:
riesgo intermedio o alto (puntaje STOP-BANG ≥ 3). La columna p≤0.05 corresponde a la prueba de Wald sobre la RP. DM2:
diabetes tipo 2.
La HAS mostró una de las asociaciones más fuertes del análisis bivariado. En esta variable, dentro del
riesgo aumentado predominaron los pacientes hipertensos con 68.9% (42). La asociación fue
estadísticamente significativa (X² = 72.325; p < 0.001), con una RP de 5.828 (IC 95%: 3.738–9.087)
(tabla 12). Hay que considerar que la hipertensión arterial corresponde al reactivo P (presión arterial)
pág. 6229
del STOP-BANG, de modo que todo paciente hipertenso suma un punto por este solo antecedente.
Tabla 12. Asociación entre HAS y nivel de riesgo de la escala STOP-BANG
HAS
f/
%
Riesgo STOP-BANG
Tota
l
X2
gl
p
RP
IC 95%
p≤0.05
Aumentad
o
Bajo
Lim
inf.
Lim
sup.
Si
f
%
42
68.9%
13
9.4%
55
72.32
5
1
<0.00
1
5.82
8
3.73
8
9.08
7
<0.00
1
No
f
%
19
31.1%
126
90.6%
145
Tota
l
f
%
61
100.0%
139
100.0
%
200
Fuente: instrumento de recolección de datos y cuestionario STOP-BANG, HGZ No. 46, IMSS, 2026.
f: frecuencia; %: porcentaje por columna; RP: razón de prevalencia; IC 95%: intervalo de confianza al 95%; Riesgo aumentado:
riesgo intermedio o alto (puntaje STOP-BANG ≥ 3). La columna p≤0.05 corresponde a la prueba de Wald sobre la RP. HAS:
hipertensión arterial sistémica.
En el número de comorbilidades se compararon los pacientes con una sola comorbilidad y con dos o
más contra los pacientes sin comorbilidad. Al comparar la comorbilidad única con la ausencia de
comorbilidad, en el riesgo aumentado predominó la comorbilidad única con 82.0% (41). La diferencia
fue estadísticamente significativa (X² = 30.115; p < 0.001), con una RP de 4.97 (IC 95%: 2.56–9.62)
(tabla 13).
Tabla 13. Asociación entre número de comorbilidades (única vs. ninguna) y nivel de riesgo de la escala
STOP-BANG
N.ª de
comorbilidad
es
f/
%
Riesgo STOP-
BANG
Tota
l
X2
g
l
p
RP
IC 95%
p≤0.0
5
Aumentad
o
Bajo
Li
m
inf.
Li
m
sup
.
Única
f
%
41
82.0%
48
35.3%
89
30.11
5
1
<0.00
1
4.9
7
2.5
6
9.6
2
<0.00
1
Ninguna
f
%
9
18.0%
88
64.7%
97
Total
f
%
50
100.0%
136
100.0
%
186
Fuente: instrumento de recolección de datos y cuestionario STOP-BANG, HGZ No. 46, IMSS, 2026.
f: frecuencia; %: porcentaje por columna; RP: razón de prevalencia; IC 95%: intervalo de confianza al 95%; Riesgo aumentado:
riesgo intermedio o alto (puntaje STOP-BANG ≥ 3). La columna p≤0.05 corresponde a la prueba de Wald sobre la RP. Única:
una comorbilidad.
Entre las comorbilidades múltiples y la ausencia de comorbilidad, el riesgo aumentado se repartió entre
ambos grupos: predominaron los pacientes con dos o más comorbilidades con 55.0% (11), seguidos de
los pacientes sin comorbilidad con 45.0% (9). La asociación fue estadísticamente significativa (prueba
pág. 6230
exacta de Fisher; p < 0.001), con una RP de 8.47 (IC 95%: 4.29–16.71), como se muestra en la tabla 14.
Al comparar ambas razones de prevalencia, 4.97 con una comorbilidad y 8.47 con dos o más, se aprecia
un gradiente, ya que el riesgo aumentó conforme se acumularon las comorbilidades.
Tabla 14. Asociación entre número de comorbilidades (múltiples vs. ninguna) y nivel de riesgo de la
escala STOP-BANG
N.ª de
comorbilidad
es
f/
%
Riesgo STOP-
BANG
Tota
l
Fishe
r
g
l
p
RP
IC 95%
p≤0.0
5
Aumentad
o
Bajo
Li
m
inf.
Lim
sup.
Múltiples
f
%
11
55.0%
3
3.3%
14
35.85
2
1
<0.00
1
8.4
7
4.2
9
16.7
1
<0.00
1
Ninguna
f
%
9
45.0%
88
96.7%
97
Total
f
%
20
100.0%
91
100.0
%
111
Fuente: instrumento de recolección de datos y cuestionario STOP-BANG, HGZ No. 46, IMSS, 2026.
f: frecuencia; %: porcentaje por columna; Fisher: prueba exacta de Fisher (frecuencia esperada < 5); RP: razón de prevalencia;
IC 95%: intervalo de confianza al 95%; Riesgo aumentado: riesgo intermedio o alto (puntaje STOP-BANG ≥ 3). La columna
p≤0.05 corresponde a la prueba de Wald sobre la RP. Múltiples: dos o más comorbilidades.
Análisis multivariado
Para identificar los factores asociados de forma independiente con el riesgo aumentado se construyó un
modelo de regresión logística binaria por el método Enter, con cinco variables independientes (IMC y
número de comorbilidades en tres categorías; edad, sexo y escolaridad en dos), que en conjunto sumaron
siete parámetros. El riesgo aumentado correspondió a 30.5% (61) de los 200 pacientes, por lo que la
razón de eventos por variable fue de 8.71 (61 eventos entre 7 parámetros). Los resultados de cada
variable se describen a continuación y se resumen en la tabla 15.
En el sexo, la categoría masculina mantuvo una asociación independiente y estadísticamente
significativa con el riesgo aumentado de AOS (B = 3.133; Wald = 23.919; p < 0.001), con una razón de
momios (OR) de 22.94 (IC 95%: 6.54–80.51). Este resultado debe leerse con cautela, ya que el sexo
masculino es uno de los ocho reactivos del STOP-BANG y suma un punto por sí mismo al puntaje.
En la edad, la categoría mayor de 50 años también se asoció de forma independiente con el riesgo
aumentado (B = 3.039; Wald = 19.831; p < 0.001), con una OR de 20.88 (IC 95%: 5.48–79.55). Igual
que el sexo, la edad mayor de 50 años forma parte de la puntuación del instrumento, por lo que una parte
de esta asociación depende de la forma en que se construye el puntaje y no constituye un hallazgo
pág. 6231
epidemiológico independiente.
En la escolaridad, la categoría baja (primaria o secundaria) no mostró una asociación significativa
después del ajuste (B = 0.663; Wald = 1.916; p = 0.166), con una OR de 1.94 (IC 95%: 0.76–4.96); es
decir, una vez considerados la edad, el sexo, el IMC y la comorbilidad, la escolaridad no tuvo un efecto
independiente sobre el riesgo.
En el IMC, introducido en tres categorías con normal/bajo peso como referencia, la prueba de Wald
conjunta fue estadísticamente significativa (Wald = 11.792; gl = 2; p = 0.0027). Por categorías, la
obesidad mantuvo la asociación (B = 4.097; p < 0.001), con una OR de 60.16 (IC 95%: 5.45–664.65),
mientras que el sobrepeso no alcanzó significancia (p = 0.196), con una OR de 1.79 (IC 95%: 0.74–
4.32). La amplitud del intervalo de la obesidad se explica por el reducido número de pacientes en esta
categoría, 6.0% (12) de la muestra; por eso la magnitud puntual de la OR debe interpretarse con cautela,
y lo que sí se sostiene es la dirección del efecto.
En el número de comorbilidades, la prueba de Wald conjunta fue estadísticamente significativa (Wald
= 7.645; gl = 2; p = 0.022). La asociación de mayor magnitud correspondió a dos o más comorbilidades,
con una OR de 9.28 (IC 95%: 1.47–58.52; p = 0.018), seguida de una comorbilidad, con una OR de 3.32
(IC 95%: 1.16–9.48; p = 0.025); por lo tanto, el gradiente del análisis bivariado se sostuvo después de
ajustar por IMC, edad, sexo y escolaridad. La HAS y la DM2 no se introdujeron como variables
individuales en el modelo, por lo que su efecto ajustado no puede separarse del efecto del número total
de comorbilidades.
La tabla 15 resume el modelo completo. Tras el ajuste simultáneo, la asociación de mayor magnitud
correspondió al IMC en la categoría de obesidad (OR = 60.16; p < 0.001), seguida del sexo masculino
(OR = 22.94; p < 0.001) y de la edad mayor de 50 años (OR = 20.88; p < 0.001); después se ubicaron
las dos o más comorbilidades (OR = 9.28; p = 0.018) y una comorbilidad (OR = 3.32; p = 0.025). El
sobrepeso (OR = 1.79; p = 0.196) y la escolaridad baja (OR = 1.94; p = 0.166) no alcanzaron
significancia estadística.
pág. 6232
Tabla 15. Modelo de regresión logística multivariada para el riesgo aumentado de AOS
Variable
Categoría
B
EE
Wald
gl
p
OR
IC95
%
IMC
Normal/bajo peso
—
—
—
—
—
1.00
(ref.)
—
Sobrepeso
+0.58
2
0.45
0
1.670
1
0.1963
1.79
0.74-
4.32
Obesidad
+4.09
7
1.22
6
11.17
3
1
<0.00
1
60.1
6
5.45-
664.65
Comorbilida
d
Ninguna
—
—
—
—
—
1.00
(ref.)
—
1 comorbilidad
+1.20
0
0.53
5
5.032
1
0.0249
3.32
1.16-
9.48
≥2 comorbilidades
+2.22
8
0.93
9
5.628
1
0.0177
9.28
1.47-
58.52
Edad
≤50 años
—
—
—
—
—
1.00
(ref.)
—
>50 años
+3.03
9
0.68
2
19.83
1
1
<0.00
1
20.8
8
5.48-
79.55
Sexo
Mujer
—
—
—
—
—
1.00
(ref.)
—
Hombre
+3.13
3
0.64
1
23.91
9
1
<0.00
1
22.9
4
6.54-
80.51
Escolaridad
Preparatoria/Profesiona
l
—
—
—
—
—
1.00
(ref.)
—
Primaria/Secundaria
+0.66
3
0.47
9
1.916
1
0.1663
1.94
0.76-
4.96
Fuente: instrumento de recolección de datos y cuestionario STOP-BANG, HGZ No. 46, IMSS, 2026.
B: coeficiente de regresión; EE: error estándar; gl: grados de libertad; OR: razón de momios ajustada; IC95%: intervalo de
confianza al 95%; ref.: categoría de referencia. Regresión logística binaria (método Enter) ajustada por IMC, número de
comorbilidades, edad, sexo y escolaridad; variable dependiente: riesgo de AOS aumentado (intermedio o alto) frente a riesgo
bajo. AOS: apnea obstructiva del sueño; IMC: índice de masa corporal. Escolaridad baja: primaria o secundaria.
El modelo en su conjunto fue estadísticamente significativo (χ² ómnibus = 130.557; gl = 7; p < 0.001),
con un R² de Cox y Snell de 0.479 y un R² de Nagelkerke de 0.677. En la clasificación, el modelo
identificó correctamente a 87.5% (175) de los pacientes, con una especificidad de 97.1% y una
sensibilidad de 65.6%, y su área bajo la curva ROC fue de 0.933 (IC 95%: 0.878–0.988), lo que
corresponde a una capacidad discriminativa excelente (tabla 16). Esta capacidad debe matizarse: la edad,
el sexo y, en parte, el IMC son reactivos del propio STOP-BANG; por lo tanto, una parte del poder
discriminativo procede de la construcción del instrumento y no solo de una asociación clínica.
pág. 6233
Tabla 16. Bondad de ajuste y capacidad discriminativa del modelo
χ² del modelo (ómnibus)
130.557 (gl=7; p<0.001)
R² de Cox y Snell
0.479
R² de Nagelkerke
0.677
Sensibilidad
65.6%
Especificidad
97.1%
Clasificación global correcta
87.5%
Área bajo la curva ROC (AUC)
0.933 (IC95%: 0.878-0.988)
Fuente: instrumento de recolección de datos y cuestionario STOP-BANG, HGZ No. 46, IMSS, 2026.
χ²: chi cuadrada; R²: coeficiente de determinación; ROC: curva de características operativas del receptor; AUC: área bajo la
curva; IC95%: intervalo de confianza al 95%.
DISCUSIÓN
La población estuvo formada sobre todo por mujeres y por pacientes de 50 años o menos, en su mayoría
casados y empleados. Este perfil se parece al de la serie de Chávez González et al. (2024) en el Hospital
Ángeles Mocel de la Ciudad de México, con adultos jóvenes operados con anestesia general, y al de Al-
Sebaei et al. (2023) en Arabia Saudita, también con predominio de mujeres y una edad media baja;
Haider et al. (2025) describieron una composición semejante en pacientes de cirugía laparoscópica de
Pakistán, con una mayoría clara de mujeres. Se trata, por lo tanto, de una población quirúrgica
relativamente joven y con predominio femenino, dos características que tienden a disminuir el puntaje
del STOP-BANG; esto debido a que el sexo femenino y la edad de 50 años o menos no suman puntos
en el cuestionario.
En las características clínicas predominaron el peso normal y el sobrepeso, y la obesidad fue poco
frecuente. Esto contrasta con las series de Oliveira et al. (2024) y de Cisternas et al. (2025), que
incluyeron candidatos a cirugía bariátrica, y se acerca más al IMC medio en rango de sobrepeso que
reportaron Chávez González et al. (2024). En cuanto a las comorbilidades, poco más de la mitad de los
pacientes refirió al menos una, y la más frecuente fue la hipertensión arterial sistémica, seguida de la
diabetes tipo 2; la proporción de hipertensos fue mayor que la descrita por Chávez González et al. (2024)
y por Al-Sebaei et al. (2023), lo que habla de una carga cardiometabólica relevante en esta población a
pesar de su edad.
El riesgo bajo fue la categoría más frecuente y el riesgo aumentado se presentó en 30.5% de los
pacientes. Esta proporción fue menor que la de Chávez González et al. (2024) en la Ciudad de México
y que la de Oliveira et al. (2024) en Brasil; también quedó por debajo de la serie de Thammaiah et al.
pág. 6234
(2023) en cirugía ginecológica de la India, y se acercó más a la de Shrestha y Kunwar (2025) en pacientes
quirúrgicos de Nepal. La diferencia fue todavía mayor frente a la cohorte alemana de Breitkopf et al.
(2025), en la que la mayoría de los pacientes de 70 años o más programados para cirugía electiva quedó
en riesgo intermedio o alto. En población no quirúrgica, la proporción de riesgo alto de este estudio fue
cercana a la de Kang et al. (2024) en la población general coreana mayor de 40 años y muy inferior a la
de los pacientes hipertensos de Salim et al. (2023) en Kenia.
Una posible explicación de esta menor proporción es el perfil de la muestra, más que una menor carga
real de la enfermedad. En la serie de Oliveira et al. (2024) todos los candidatos a cirugía bariátrica
alcanzaron el umbral de riesgo, y en la de Breitkopf et al. (2025) la edad sumaba un punto a todos los
participantes; en el HGZ No. 46, en cambio, predominaron las mujeres y los pacientes de 50 años o
menos y la obesidad fue poco frecuente, lo que reduce el número de reactivos que se puntúan de forma
automática.
En el sexo predominó el masculino entre los pacientes con riesgo aumentado, a pesar de que las mujeres
eran mayoría en la muestra. Este resultado coincide con Al-Sebaei et al. (2023), quienes encontraron
que el sexo masculino se correlacionó con el alto riesgo, y con Salim et al. (2023) y Shrestha y Kunwar
(2025), que también lo identificaron entre los factores asociados; en la cohorte de Breitkopf et al. (2025),
los hombres fueron más frecuentes entre los pacientes con mayor riesgo. La diferencia entre sexos tiene
una base biológica, pero también depende del instrumento. Dunietz et al. (2026) señalaron que las
mujeres con AOS refieren con más frecuencia insomnio y alteraciones del estado de ánimo, y con menos
frecuencia ronquido intenso y apneas observadas, de modo que los cuestionarios construidos con los
síntomas del hombre tienden a subestimar el riesgo en ellas, a lo que se suma que el riesgo femenino
aumenta con la menopausia. Una posible explicación es que, en una muestra con predominio de mujeres
jóvenes, una parte del riesgo femenino haya quedado sin identificar.
En la edad, los mayores de 50 años concentraron la mayor parte del riesgo aumentado, igual que en las
series de Salim et al. (2023) y de Shrestha y Kunwar (2025), en las que la edad avanzada se relacionó
con el alto riesgo. El contraste con la cohorte de Breitkopf et al. (2025), formada solo por adultos de 70
años o más y con una proporción de riesgo aumentado mucho mayor, apoya la idea de que la edad es
uno de los principales determinantes del puntaje.
pág. 6235
Sin embargo, la edad y el sexo deben interpretarse con una reserva metodológica, ya que ambos son
reactivos del STOP-BANG y cada uno suma un punto de forma automática. Esto explica, al menos en
parte, la magnitud tan elevada de sus razones de momios en el modelo ajustado; un hombre mayor de
50 años ya reúne dos de los tres puntos necesarios para clasificarse como riesgo intermedio, sin haber
respondido ninguna pregunta sobre ronquido, cansancio o apneas observadas. Por ello, estas
asociaciones confirman el comportamiento esperado del instrumento más que un hallazgo
epidemiológico nuevo.
Las variables externas al instrumento son las que tienen mayor valor interpretativo. En la ocupación y
el estado civil, una posible explicación de las diferencias es la edad más que un riesgo propio de cada
grupo: los jubilados y los viudos, que por definición son grupos de mayor edad, tuvieron mayor riesgo,
mientras que en los estudiantes, el grupo más joven, no hubo ningún caso de riesgo aumentado. Ninguna
de estas dos variables entró al modelo multivariado y los grupos fueron pequeños, por lo que no es
posible atribuirles un efecto independiente. Algo parecido ocurrió con la escolaridad, que no mostró una
asociación independiente después del ajuste.
En el IMC, los pacientes con sobrepeso u obesidad predominaron entre quienes tuvieron riesgo
aumentado. La relación con el exceso de peso es la más constante en la literatura revisada: Oliveira et
al. (2024) observaron que todos los candidatos a cirugía bariátrica alcanzaron el umbral de riesgo, Salim
et al. (2023) y Shrestha y Kunwar (2025) describieron un IMC más alto o la obesidad en el grupo de
alto riesgo, y en la cohorte de Breitkopf et al. (2025) los pacientes con mayor riesgo también tuvieron
un IMC más alto. En el modelo ajustado, el efecto se concentró en la obesidad y el sobrepeso perdió la
significancia; por lo tanto, no puede afirmarse un gradiente continuo con el exceso de peso, sino un
efecto que se hace evidente a partir de la obesidad.
Este resultado debe tomarse con cautela por dos razones. La primera es estadística: el número de
pacientes con obesidad fue reducido y el intervalo de confianza de su razón de momios fue muy amplio,
de modo que la estimación puntual es poco precisa. La segunda es propia del instrumento: el reactivo B
solo puntúa cuando el IMC es mayor de 35 kg/m², por lo que únicamente los pacientes con obesidad
grado II recibieron este punto por su peso. Una posible explicación de la asociación del sobrepeso en el
análisis bivariado es que el exceso de peso se acompaña de mayor circunferencia de cuello y de
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ronquido, reactivos que sí se puntúan aunque el IMC sea menor de 35 kg/m²; esta hipótesis no pudo
comprobarse, debido a que los reactivos del cuestionario no se analizaron por separado. Ma et al. (2023)
evaluaron en población china una versión que, entre otros ajustes, bajó el punto de corte del IMC a 28
kg/m² y mejoró la especificidad; esto sugiere que el umbral original podría revisarse en poblaciones con
poca obesidad grave.
En las comorbilidades, los pacientes con al menos una enfermedad concentraron la mayor parte del
riesgo aumentado, y la asociación se sostuvo en el modelo ajustado con un gradiente claro, ya que el
riesgo fue mayor conforme se acumularon las enfermedades. La comorbilidad más ligada al riesgo fue
la hipertensión arterial sistémica, lo que coincide con Salim et al. (2023), quienes encontraron una
proporción muy alta de riesgo en pacientes hipertensos de Kenia, aunque con un punto de corte de 4, y
con Kang et al. (2024), que describieron mayor morbilidad cardiovascular en el grupo de alto riesgo de
la población coreana. Esta relación tiene una base fisiopatológica conocida: Torres et al. (2024)
describieron que la hipoxemia intermitente de cada episodio de apnea produce hiperactividad simpática
y disfunción endotelial, y que estos mecanismos favorecen la aparición de hipertensión y de otros
factores de riesgo cardiovascular.
No obstante, la magnitud de la asociación con la hipertensión debe matizarse por la misma razón que la
edad y el sexo, ya que corresponde al reactivo P del cuestionario y todo paciente hipertenso parte con
un punto. Esto no invalida la relación biológica, pero sí impide estimar cuánto del efecto es clínico y
cuánto procede de la construcción del puntaje. Algo distinto ocurre con la diabetes tipo 2, que no forma
parte del instrumento; en ella la asociación fue limítrofe, con resultados distintos según la prueba
estadística empleada. Las revisiones recientes describen una relación bidireccional entre ambas
enfermedades, en la que la AOS puede contribuir a las alteraciones metabólicas y la diabetes, a su vez,
se asocia con un mayor riesgo de AOS (Gentile et al., 2025). Una posible explicación es que el número
reducido de pacientes diabéticos en la muestra haya limitado la potencia para confirmar esta asociación.
La hipertensión y la diabetes no entraron al modelo multivariado como variables individuales, sino a
través del número de comorbilidades; por ello, el efecto que se sostuvo tras el ajuste corresponde a la
carga de comorbilidad en conjunto y no a una enfermedad en particular. Como la hipertensión se cuenta
dentro de esa carga, esta tampoco está del todo libre de la circularidad con el reactivo P.
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El modelo multivariado mostró una capacidad discriminativa excelente, pero este resultado debe leerse
con cuidado. Tres de sus variables son reactivos del instrumento, lo que aumenta de forma artificial su
capacidad para predecir el resultado del propio cuestionario; su sensibilidad fue moderada y dejó sin
identificar a una parte de los pacientes con riesgo aumentado, lo que en un contexto de tamizaje es una
limitación importante. Cisternas et al. (2025), al comparar el STOP-BANG con la poligrafía respiratoria
en pacientes con obesidad, describieron una capacidad discriminativa apenas aceptable para la AOS
moderada a grave; por lo tanto, ni el modelo ni el cuestionario sustituyen a un estudio de sueño, aunque
el primero ayuda a reconocer el perfil del paciente en quien el tamizaje tiene mayor rendimiento.
Estos resultados son congruentes con las revisiones recientes que proponen valorar el riesgo de AOS
antes de la cirugía y planear de forma individualizada el manejo de la vía aérea, la analgesia y la
vigilancia posoperatoria (Barba Mercado et al., 2025; Raven et al., 2024; Singh et al., 2024).
Este estudio tiene limitaciones que deben considerarse. La principal es que el STOP-BANG es un
instrumento de tamizaje y no de diagnóstico; no se realizó polisomnografía ni poligrafía respiratoria,
por lo que los resultados expresan riesgo y no prevalencia confirmada de AOS, y como el cuestionario
privilegia la sensibilidad, clasifica como de riesgo a pacientes que, al estudiarse, no tienen la
enfermedad. La segunda es la circularidad ya comentada, esto debido a que la edad, el sexo, la
hipertensión y el IMC mayor de 35 kg/m² forman parte del puntaje, lo que sobrestima su asociación con
el resultado. La tercera es estadística: la razón de eventos por variable del modelo quedó ligeramente
por debajo del valor convencional, y algunas categorías, como la obesidad y las comorbilidades
múltiples, tuvieron pocos pacientes, lo que produjo intervalos de confianza amplios. Por último, al
tratarse de un estudio transversal en una sola unidad y con muestreo no probabilístico, no es posible
establecer causalidad ni extrapolar los resultados a otras poblaciones quirúrgicas, y no se evaluaron
desenlaces perioperatorios.
Entre las fortalezas, hasta donde se tiene conocimiento, este es el primer estudio que cuantifica el riesgo
de AOS en la población quirúrgica del HGZ No. 46. Se aplicó un instrumento con versión validada en
español, el peso y la talla se midieron de forma directa y la asociación se analizó tanto con razones de
prevalencia como con un modelo ajustado.
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CONCLUSIONES
En los adultos programados para cirugía bajo anestesia general en el Hospital General de Zona No. 46,
30.5% tuvo riesgo aumentado de apnea obstructiva del sueño según el cuestionario STOP-BANG. Esta
estratificación aporta una primera referencia institucional para reconocer a los pacientes que requieren
una valoración preanestésica individualizada; un resultado positivo es de tamizaje y no equivale a un
diagnóstico confirmado de la enfermedad.
El riesgo aumentado se asoció con el sexo masculino, la edad mayor de 50 años, la obesidad y el número
de comorbilidades, lo que respalda una evaluación clínica integral. Sin embargo, la edad, el sexo, la
hipertensión y el IMC forman parte del propio puntaje del STOP-BANG, por lo que su relación
estadística con la clasificación de riesgo no demuestra capacidad predictiva independiente ni causalidad;
la carga de comorbilidad exige la misma prudencia, ya que incluye la hipertensión.
La investigación cumplió su propósito de caracterizar el riesgo de apnea obstructiva del sueño y explorar
sus asociaciones en esta población quirúrgica. Su principal aportación es la evidencia local para
fundamentar el uso estandarizado del tamizaje preoperatorio; antes de atribuirle un beneficio clínico
demostrado hacen falta estudios con confirmación diagnóstica y con evaluación de desenlaces
perioperatorios.
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