e-ISSN 3117-2857
Elevación del segmento ST y factores asociados en adultos mayores con síndrome coronario agudo en cuidados intensivos
ST-segment elevation and associated factors in older adults with acute coronary syndrome in intensive care
Médico investigador, egresado de la Universidad Autónoma de Santo Domingo, Santo Domingo, República Dominicana.
Resumen
Introducción: El síndrome coronario agudo presenta retos particulares en adultos mayores y la identificación de factores asociados con elevación del segmento ST puede orientar nuevas investigaciones preventivas y clínicas.
Objetivo: Identificar factores asociados con la presentación de síndrome coronario agudo con elevación del segmento ST frente a la presentación sin elevación en pacientes de 60 a 80 años ingresados en cuidados intensivos.
Métodos: Estudio observacional, retrospectivo y analítico de corte transversal en 36 expedientes del Instituto Dominicano de Cardiología, enero-julio de 2022. Se estimaron odds ratios, intervalos de confianza del 95%, prueba exacta de Fisher y V de Cramér. Se ajustó regresión logística por edad, sexo e hipertensión y se aplicó regresión penalizada de Firth como sensibilidad.
Resultados: El 36.1% presentó elevación del ST. El tabaquismo registrado en el expediente fue más frecuente en SCACEST que en SCASEST (84.6% frente a 26.1%) y se asoció con SCACEST en el análisis bivariado (OR = 15.58; IC95%: 2.65-91.57; p = 0.0014), el modelo ajustado (ORa = 25.24; IC95%: 3.27-194.55; p = 0.0019) y el análisis de Firth (ORa = 15.07; IC95%: 2.39-94.97; p = 0.0039).
Conclusiones: El tabaquismo registrado en el expediente se asoció con mayor posibilidad de elevación del ST. La muestra pequeña, la selección por conveniencia y la imprecisión obligan a considerar el hallazgo exploratorio.
Abstract
Introduction: Acute coronary syndrome poses particular challenges in older adults, and identifying factors associated with ST-segment elevation may guide preventive and clinical research.
Objective: To identify factors associated with ST-segment elevation acute coronary syndrome compared with non-ST-segment elevation presentations among patients aged 60-80 years admitted to intensive care.
Methods: Observational, retrospective, analytical cross-sectional study of 36 records from the Dominican Institute of Cardiology, January-July 2022. Odds ratios, 95% confidence intervals, Fisher exact tests, and Cramér V were estimated. Logistic regression was adjusted for age, sex, and hypertension; Firth regression was used as sensitivity analysis.
Results: ST-segment elevation occurred in 36.1%. Smoking recorded in the medical record was more frequent in STEMI than in non-ST-elevation presentations (84.6% vs 26.1%) and was associated in bivariate analysis (OR = 15.58; 95% CI: 2.65-91.57; p = 0.0014), the adjusted model (aOR = 25.24; 95% CI: 3.27-194.55; p = 0.0019), and Firth analysis (aOR = 15.07; 95% CI: 2.39-94.97; p = 0.0039).
Conclusions: Smoking recorded in the medical record was associated with higher odds of ST-segment elevation. The small sample, convenience selection, and imprecision require an exploratory interpretation.
Cómo citar: Liriano Parra E. Elevación del segmento ST y factores asociados en adultos mayores con síndrome coronario agudo en cuidados intensivos. PRAXIS · Rev. Dom. Investig. Salud. 2026;1(1):9. DOI: https://doi.org/10.68876/praxis.0009.
Introducción
Las enfermedades cardiovasculares continúan entre las principales causas de mortalidad y discapacidad. La cardiopatía isquémica puede manifestarse como síndrome coronario agudo (SCA), que comprende el infarto con elevación del segmento ST (SCACEST), el infarto sin elevación del ST (IAMSEST) y la angina inestable. La clasificación electrocardiográfica inicial orienta la urgencia de reperfusión y el manejo antitrombótico.1,2,3
En las personas mayores, el SCA coexiste con frecuencia con hipertensión, diabetes, enfermedad renal, fragilidad y polifarmacia. Estas condiciones modifican la presentación, el riesgo hemorrágico y las decisiones terapéuticas. Las recomendaciones contemporáneas aconsejan integrar función, cognición, fragilidad y preferencias del paciente, en vez de basar la conducta únicamente en la edad cronológica.4,5
El tabaquismo favorece disfunción endotelial, inflamación, activación plaquetaria, vasoconstricción y trombosis. Estudios recientes han identificado una mayor frecuencia de tabaquismo en pacientes con SCACEST, aunque la edad y otros factores pueden generar confusión; el llamado paradigma del fumador no representa un efecto protector.6,7,8,9,10 La evidencia dominicana basada en datos individuales de adultos mayores críticamente enfermos sigue siendo limitada.
Este artículo constituye un análisis secundario de la base de datos recolectada para una tesis de grado con tres sustentantes, que ya documentó la asociación entre el tabaquismo y la elevación del segmento ST en estos mismos 36 expedientes mediante la prueba exacta de Fisher (p = 0.001).11 El presente manuscrito aporta como novedad el cálculo de razones de momios crudas y ajustadas, un modelo de regresión logística multivariable y un análisis de sensibilidad mediante regresión penalizada de Firth, no realizados en el trabajo original.
Objetivo
Identificar los factores clínicos asociados con SCACEST, en comparación con SCASEST, en adultos de 60 a 80 años ingresados en la unidad de cuidados intensivos del Instituto Dominicano de Cardiología entre enero y julio de 2022.
Metodología
Diseño y escenario
Se realizó un análisis secundario observacional, retrospectivo y transversal, reportado conforme a la guía Strengthening the Reporting of Observational Studies in Epidemiology (STROBE).12 El escenario fue la unidad de cuidados intensivos del Instituto Dominicano de Cardiología, centro cardiovascular de tercer nivel en Santo Domingo, República Dominicana.
Participantes y selección
Durante el período de estudio ingresaron 208 pacientes con SCA. De ellos, 119 tenían entre 60 y 80 años y conformaron la población elegible. El criterio de exclusión predefinido fue la presencia de tres o más variables faltantes en el expediente clínico; sin embargo, la documentación disponible no permite reconstruir, caso por caso, si cada uno de los 83 expedientes no incorporados fue excluido específicamente por cumplir ese criterio o por resultar inaccesible para su revisión, por lo que esta cifra debe interpretarse como el número de expedientes no incorporados al análisis, sin un registro pormenorizado de la causa individual de cada exclusión. La muestra analítica incluyó 36 pacientes con expedientes completos, mediante muestreo no probabilístico por conveniencia. La base final no presentó datos faltantes en las variables analizadas.
Variables y fuente de datos
La información se extrajo de los expedientes mediante un cuestionario estructurado. Se evaluaron edad, sexo, procedencia, antecedentes personales y familiares, factores de riesgo, hábitos tóxicos y clasificación clínica del SCA. El desenlace fue SCACEST frente a SCASEST; este último agrupó IAMSEST y angina inestable. El campo de hábitos tóxicos consignaba «tabaquismo» sin indicar consumo actual, antecedente remoto, cantidad acumulada ni fecha de cesación. Por ello se analizó como tabaquismo registrado en el expediente frente a ausencia de ese registro, que no equivale a confirmar que el paciente nunca fumó. Los campos «antecedente personal» y «factor de riesgo» procedían de apartados diferentes del instrumento y se analizaron por separado.
La comparación describe la forma de presentación del SCA entre pacientes ya ingresados en cuidados intensivos. No estima la incidencia de infarto en la población general ni el efecto del tabaco sobre la probabilidad de ingresar al hospital. El análisis no incorporó tiempo desde el inicio de síntomas, tratamiento antes del ingreso, reperfusión ni evolución clínica, porque esos datos no estaban disponibles en la base individual suministrada.
Análisis estadístico
Se normalizaron mayúsculas, tildes, espacios y variantes ortográficas sin modificar el significado clínico. Se estimaron frecuencias, porcentajes, odds ratios (OR) crudos con intervalos de confianza del 95% (IC95%), prueba exacta de Fisher y V de Cramér. Los IC95% de los OR crudos se calcularon mediante el método de Woolf,13 a partir del error estándar del logaritmo del OR, obtenido como la raíz de la suma de los inversos de las cuatro frecuencias de celda. Se calcularon intervalos de Wilson del 95 % para las proporciones representadas gráficamente.14 Los análisis bivariados fueron exploratorios y no se ajustaron por multiplicidad.
Se ajustó una regresión logística con SCACEST como desenlace y cuatro predictores: tabaquismo registrado, sexo masculino, edad ≥70 años e hipertensión como antecedente personal. La selección de covariables respondió a consideraciones clínicas; no existió un plan de análisis preregistrado. Con 13 casos de SCACEST, la razón fue de 3.25 eventos por predictor, insuficiente para tratar el modelo como herramienta de predicción validada. Por el riesgo de sobreajuste y cuasiseparación se agregó regresión penalizada de Firth como análisis de sensibilidad.15,16
La regresión de Firth se implementó mediante ecuaciones de puntuación modificadas con penalización de Jeffreys. Los IC del 95 % y los valores p bilaterales de ambos modelos se calcularon como aproximaciones de Wald, utilizando la inversa de la información de Fisher no penalizada evaluada en la estimación respectiva; no se calcularon intervalos por perfil de verosimilitud penalizada. Se empleó α = 0,05. Los cálculos se realizaron con Python, NumPy y SciPy.17,18 El código y los resultados agregados se adjuntan como suplemento. Firth utiliza los mismos 36 expedientes y no constituye validación externa.
Resultados
Nota. SCA: síndrome coronario agudo; UCI: unidad de cuidados intensivos. Los 83 expedientes no incorporados no se atribuyen automáticamente a información incompleta: no se dispone del motivo individual. Fuente: trabajo de grado y base de datos.
Características de la muestra
La muestra incluyó 36 pacientes. Predominaron el sexo femenino (52.8%), la procedencia urbana (72.2%) y el grupo de 70-74 años (38.9%). La hipertensión fue el antecedente personal (88.9%) y el factor de riesgo (91.7%) más frecuente. El tabaquismo registrado en el expediente se documentó en 47.2%. El SCASEST representó 63.9%: 18 casos de IAMSEST y cinco de angina inestable; 13 pacientes (36.1%) presentaron SCACEST.
| Característica | n | % |
|---|---|---|
| Sexo femenino | 19 | 52,8 |
| Procedencia urbana | 26 | 72,2 |
| Edad 60-64 años | 9 | 25,0 |
| Edad 65-69 años | 10 | 27,8 |
| Edad 70-74 años | 14 | 38,9 |
| Edad 75-79 años | 3 | 8,3 |
| HTA personal | 32 | 88,9 |
| DM2 personal | 18 | 50,0 |
| Enfermedad renal | 11 | 30,6 |
| Insuficiencia cardíaca | 11 | 30,6 |
| HTA como factor de riesgo | 33 | 91,7 |
| DM2 como factor de riesgo | 19 | 52,8 |
| Sedentarismo | 25 | 69,4 |
| Dislipidemia | 17 | 47,2 |
| Tabaquismo registrado en el expediente | 17 | 47,2 |
Nota. Los porcentajes se calcularon sobre N = 36. HTA: hipertensión arterial; DM2: diabetes mellitus tipo 2; SCACEST: síndrome coronario agudo con elevación del ST; IAMSEST: infarto sin elevación del ST.
| Variable | SCACEST n/N (%) |
SCASEST n/N (%) |
OR | IC del 95 % | p | V |
|---|---|---|---|---|---|---|
| Tabaquismo registrado | 11/13 (84,6) | 6/23 (26,1) | 15,58 | 2,65–91,57 | 0,0014 | 0,563 |
| Alcohol | 4/13 (30,8) | 6/23 (26,1) | 1,26 | 0,28–5,65 | 1,0000 | 0,050 |
| Café | 5/13 (38,5) | 12/23 (52,2) | 0,57 | 0,14–2,29 | 0,5018 | 0,132 |
| Té | 1/13 (7,7) | 8/23 (34,8) | 0,16 | 0,02–1,43 | 0,1136 | 0,301 |
| HTA como factor de riesgo | 11/13 (84,6) | 22/23 (95,7) | 0,25 | 0,02–3,07 | 0,5394 | 0,192 |
| Sedentarismo | 9/13 (69,2) | 16/23 (69,6) | 0,98 | 0,23–4,30 | 1,0000 | 0,003 |
| DM2 como factor de riesgo | 7/13 (53,8) | 12/23 (52,2) | 1,07 | 0,27–4,18 | 1,0000 | 0,016 |
| Dislipidemia | 5/13 (38,5) | 12/23 (52,2) | 0,57 | 0,14–2,29 | 0,5018 | 0,132 |
| Obesidad | 4/13 (30,8) | 5/23 (21,7) | 1,60 | 0,34–7,46 | 0,6933 | 0,100 |
| HTA personal | 11/13 (84,6) | 21/23 (91,3) | 0,52 | 0,06–4,24 | 0,6092 | 0,102 |
| DM2 personal | 6/13 (46,2) | 12/23 (52,2) | 0,79 | 0,20–3,07 | 1,0000 | 0,058 |
| Insuficiencia cardíaca | 2/13 (15,4) | 9/23 (39,1) | 0,28 | 0,05–1,59 | 0,2586 | 0,248 |
| Enfermedad renal | 4/13 (30,8) | 7/23 (30,4) | 1,02 | 0,23–4,44 | 1,0000 | 0,003 |
| HTA familiar | 8/13 (61,5) | 8/23 (34,8) | 3,00 | 0,73–12,27 | 0,1691 | 0,259 |
| Infarto familiar | 2/13 (15,4) | 1/23 (4,3) | 4,00 | 0,33–49,08 | 0,5394 | 0,192 |
Nota. Prueba exacta de Fisher. V corresponde al valor absoluto del coeficiente phi. Análisis exploratorio sin ajuste por comparaciones múltiples.
Asociaciones bivariadas
El tabaquismo registrado en el expediente se documentó en 11 de 13 pacientes con SCACEST (84.6%) y en seis de 23 con SCASEST (26.1%); la diferencia entre estas proporciones fue de 58.5 puntos porcentuales. Las otras dos celdas del cruce fueron dos pacientes con SCACEST sin registro de tabaquismo y 17 con SCASEST sin ese registro. La prueba exacta de Fisher dio p = 0.00135 (OR crudo = 15.58; IC95% aproximado: 2.65-91.57; V = 0.563). Ninguna de las otras 14 comparaciones bivariadas alcanzó p < 0.05. La amplitud de los intervalos refleja la baja precisión de la muestra.
La tabla 2 presenta, para cada variable, la frecuencia dentro de los 13 casos de SCACEST y los 23 de SCASEST; los denominadores son propios de cada grupo y no de la población general. Las proporciones describen expedientes con el hábito registrado, no la prevalencia de tabaquismo activo ni una diferencia de riesgo atribuible al tabaco.
Modelo multivariable y análisis de sensibilidad
En el modelo ajustado, el tabaquismo registrado mantuvo una asociación de dirección positiva con SCACEST (ORa = 25.24; IC95% de Wald: 3.27-194.55; p = 0.0019). Sexo masculino, edad ≥70 años e hipertensión personal tuvieron intervalos compatibles tanto con menor como con mayor posibilidad de SCACEST; la muestra no permite concluir ausencia de asociación. El modelo presentó log-verosimilitud = -15.96, AIC = 41.91, BIC = 49.83, p de razón de verosimilitud = 0.0043 y pseudo-R² de McFadden = 0.322. Firth produjo para tabaquismo ORa = 15.07 (IC95% de Wald: 2.39-94.97; p = 0.0039), con la misma dirección, aunque todavía con considerable imprecisión.
Los OR ajustados y los indicadores de ajuste describen estos datos, pero no acreditan capacidad predictiva fuera de la muestra. En particular, comparar AIC o pseudo-R² con estudios ajenos no corrige la selección de expedientes ni el reducido número de eventos.
| Predictor | ORa MV |
IC del 95 % MV |
p MV |
ORa Firth |
IC del 95 % Firth |
p Firth |
|---|---|---|---|---|---|---|
| Tabaquismo registrado | 25,24 | 3,27–194,55 | 0,0019 | 15,07 | 2,39–94,97 | 0,0039 |
| Sexo masculino | 0,38 | 0,06–2,27 | 0,2908 | 0,46 | 0,09–2,45 | 0,3658 |
| Edad ≥70 años | 0,31 | 0,05–2,08 | 0,2283 | 0,40 | 0,07–2,28 | 0,3012 |
| HTA personal | 3,45 | 0,25–47,13 | 0,3537 | 2,71 | 0,22–32,75 | 0,4335 |
Nota. MV: máxima verosimilitud. Categorías de referencia: sin tabaquismo registrado en el expediente, sexo femenino, edad <70 años y ausencia de HTA personal. Firth se presenta como análisis de sensibilidad ante pocos eventos y posible cuasiseparación.
Nota. A: porcentajes e IC del 95 % de Wilson; 11/13 en SCACEST y 6/23 en SCASEST. B: OR ajustadas e IC aproximados de Wald; MV: máxima verosimilitud; Firth: estimación penalizada. Eje logarítmico; línea de referencia en OR = 1. Los intervalos muestran incertidumbre, no observaciones individuales.
Discusión
En esta muestra, el tabaquismo registrado fue más frecuente entre pacientes con SCACEST que entre los de SCASEST. La dirección de la asociación persistió después del ajuste por edad, sexo e hipertensión y al aplicar penalización de Firth. Sin embargo, los tres cálculos proceden de los mismos 36 expedientes: su concordancia es una comprobación de sensibilidad del modelo, no tres confirmaciones independientes. El tamaño del OR y sus intervalos amplios impiden asignarle una magnitud clínica precisa.
El desenlace analizado fue una clasificación al ingreso entre dos formas de SCA, no la aparición del SCA en personas expuestas y no expuestas. Por esa razón, la OR observada no debe interpretarse como riesgo de infarto causado por fumar. Además, restringir el estudio a personas de 60 a 80 años ingresadas en UCI podría modificar la asociación respecto de pacientes atendidos en urgencias o en otras unidades, aun si el registro de la exposición fuera idéntico.
La asociación tiene plausibilidad biológica por los efectos del tabaco sobre endotelio, inflamación, plaquetas y trombosis. En Kosovo, Poniku y colaboradores estudiaron 7353 pacientes con infarto, con edad media de 63 ± 12 años: el tabaquismo fue más frecuente en SCACEST que en infarto sin elevación (54,0 % frente a 48,3 %).7 Aquí, las proporciones fueron 84,6 % y 26,1 %, con una diferencia de 58,5 puntos porcentuales. La mayor separación observada no demuestra un efecto más intenso: la selección en UCI, las edades, las definiciones de tabaquismo y el pequeño número de expedientes dificultan la comparación. Otros estudios también describen asociaciones entre factores de riesgo y presentación con elevación del ST.8
Es necesario separar presentación clínica y pronóstico. Janjani y colaboradores siguieron a 1975 pacientes con SCACEST y encontraron que la asociación aparente entre tabaquismo y menor mortalidad cambió después del ajuste: la razón de riesgos instantáneos cruda fue 0,67 (IC del 95 %: 0,50–0,92), frente a 1,56 (1,04–2,35) en el modelo completo.9 Ese desenlace de mortalidad no es comparable con nuestra OR de presentación con elevación del ST. Tampoco un estudio de infarto prematuro en menores de 46 años representa a estos adultos mayores.10 En la base local no se documentaron exposición acumulada, abandono del tabaco, tratamiento prehospitalario ni demora hasta la atención.
La hipertensión fue muy frecuente, pero no se asoció con SCACEST. La baja variabilidad, con 32 pacientes con hipertensión personal y 33 con hipertensión registrada como factor de riesgo, redujo la capacidad discriminativa. La falta de significación para diabetes, obesidad y sedentarismo tampoco implica falta de importancia cardiovascular. Las guías contemporáneas mantienen el control de presión arterial, lípidos, diabetes, tabaco y actividad física como componentes centrales de prevención.2,3,19,20,21
El predominio femenino fue leve (19 de 36; 52,8 %) y no permite conclusiones por sexo. En el ensayo SENIOR-RITA, 1518 participantes con infarto sin elevación del ST tenían una edad media de 82 años y el 32 % presentaba fragilidad.22 El registro alemán de SCA y el ensayo MOSCA-FRAIL también incorporaron evaluación de fragilidad, una variable ausente aquí.23,24 Estas investigaciones aportan contexto sobre la heterogeneidad del adulto mayor; sus resultados terapéuticos no explican ni validan nuestra asociación entre tabaquismo y clasificación electrocardiográfica. Las guías internacionales y regionales apoyan una valoración clínica integral, además del control de factores de riesgo.4,5,25,26
Se realizaron 15 contrastes bivariados exploratorios. Como comprobación descriptiva posterior al análisis, multiplicar por 15 el p exacto de Fisher correspondiente al tabaquismo (0.00135 × 15 ≈ 0.0203) mantiene ese resultado por debajo de 0.05. Este cálculo no convierte la hipótesis en preespecificada ni corrige sesgo de selección, errores de clasificación o confusión. La interpretación debe partir de los recuentos observados y de la amplitud de los IC95%, no solo de un umbral de significación.
Limitaciones
El diseño retrospectivo, unicéntrico y transversal limita la interpretación temporal y la generalización. No se dispone de un registro individual de las causas por las que 83 de 119 expedientes elegibles no se incorporaron: algunos pudieron no cumplir el criterio de completitud y otros resultar inaccesibles. Tampoco se cuenta con datos comparables de esos 83 pacientes. Por tanto, no se puede estimar la dirección ni la magnitud del sesgo de selección. Restringir el análisis a quienes ingresaron en UCI añade otra condición de selección que impide extrapolar a todos los casos de SCA atendidos en el centro.
Solo hubo 13 eventos para cuatro predictores. La penalización de Firth atenúa parte del sesgo de estimación, pero no restituye la información que falta ni valida el modelo. No se midieron intensidad, duración o fecha de abandono del tabaco; la ausencia de registro no confirma ausencia de exposición. Los antecedentes y factores de riesgo pueden duplicar información clínica. No se ajustó por fragilidad, características electrocardiográficas detalladas, tratamiento o tiempo hasta la atención; ninguna de esas variables estaba disponible para este análisis. La prueba de múltiples asociaciones fue exploratoria.
Conclusiones
Entre 36 adultos mayores ingresados en UCI por SCA, el tabaquismo registrado en el expediente se asoció con la presentación con elevación del ST frente a la presentación sin elevación. La estimación fue grande, pero imprecisa y sensible a la selección y medición disponibles. Estos datos generan una hipótesis para estudios con selección documentada, medición detallada del tabaquismo y una muestra suficiente; no establecen causalidad ni una regla de triaje.
Implicaciones para la práctica y la investigación
La historia tabáquica debe documentarse sistemáticamente, incluida la exposición acumulada y la fecha de cesación. Los hallazgos plantean la necesidad de registros cardiovasculares con variables estandarizadas y de estudiar esta asociación en muestras más amplias. No justifican usar el tabaquismo como herramienta aislada de predicción o triaje.
Consideraciones éticas
El estudio consistió en una revisión documental retrospectiva de expedientes clínicos, sin contacto directo con pacientes ni intervención sobre su atención. La revisión contó con la autorización del Instituto Dominicano de Cardiología, a través de su Departamento de Enseñanza e Investigación, y de la Facultad de Ciencias de la Salud de la Universidad Autónoma de Santo Domingo. No se obtuvo consentimiento informado individual. Los datos se codificaron y se manejaron de forma confidencial, sin revelar información que permitiera identificar a los participantes y exclusivamente con fines de investigación.
Agradecimientos
Se agradece a Mariotti Ferreras Alcántara y a Wander Miguel Villar Guerrero su participación como sustentantes del trabajo de grado del que procede la base de datos utilizada en este artículo.
Declaraciones
Financiación: investigación autofinanciada por el autor.
Conflictos de interés: El autor es director editorial de PRAXIS · Revista Dominicana de Investigación en Salud, publicada por Editorial PRAXIS. La evaluación, la selección de revisores y la decisión sobre este artículo fueron gestionadas por un editor externo independiente y anónimo, sin intervención del autor. No se declaran otros conflictos de interés.
Contribuciones de autoría (CRediT): conceptualización del análisis secundario, análisis formal, redacción del borrador original y revisión y edición. El autor revisó y aprobó la versión final y asume responsabilidad por el análisis secundario. Los datos proceden del trabajo de grado colectivo citado; la recolección y la curación originales no se atribuyen exclusivamente al autor de este manuscrito.
Disponibilidad de datos: la base anonimizada puede solicitarse al autor de correspondencia, sujeta a autorización del Instituto Dominicano de Cardiología y a las condiciones de confidencialidad aplicables.
Uso de inteligencia artificial: El autor declara no haber utilizado inteligencia artificial ni asistencia basada en estas herramientas durante la elaboración original del manuscrito.
Referencias
1. World Health Organization. Cardiovascular diseases (CVDs) [Internet]. Geneva: WHO; 2025 [citado 21 sep 2026]. Disponible en: https://www.who.int/news-room/fact-sheets/detail/cardiovascular-diseases-(cvds)
2. Byrne RA, Rossello X, Coughlan JJ, Barbato E, Berry C, Chieffo A, et al. 2023 ESC Guidelines for the management of acute coronary syndromes. Eur Heart J. 2023;44(38):3720-3826. doi: 10.1093/eurheartj/ehad191
3. Rao SV, O’Donoghue ML, Ruel M, Rab T, Tamis-Holland JE, Alexander JH, et al. 2025 ACC/AHA/ACEP/NAEMSP/SCAI guideline for the management of patients with acute coronary syndromes. Circulation. 2025;151(13):e771-e862. doi: 10.1161/CIR.0000000000001309
4. Damluji AA, Forman DE, Wang TY, Chikwe J, Kunadian V, Rich MW, et al. Management of acute coronary syndrome in the older adult population: a scientific statement from the American Heart Association. Circulation. 2023;147(3):e32-e62. doi: 10.1161/CIR.0000000000001112
5. Morici N, De Servi S, De Luca L, Crimi G, Montalto C, De Rosa R, et al. Management of acute coronary syndromes in older adults. Eur Heart J. 2022;43(16):1542-1553. doi: 10.1093/eurheartj/ehab391
6. Nohria R, Viera AJ. Acute coronary syndrome: diagnosis and initial management. Am Fam Physician. 2024;109(1):34-42. Disponible en: https://www.aafp.org/pubs/afp/issues/2024/0100/acute-coronary-syndrome.html
7. Poniku A, Batalli A, Shita D, Rexhaj Z, Ferati A, Leka R, et al. Smoking and hypertriglyceridemia predict ST-segment elevation myocardial infarction in Kosovo patients with acute myocardial infarction. Clin Pract. 2024;14(3):1149-1158. doi: 10.3390/clinpract14030091
8. Karthikeyan T, Raja M, Radha D, Gaur TA, Geetha J, Sakthivadivel V. Risk factors and inflammatory markers in acute coronary syndrome-ST elevation myocardial infarction (STEMI). Horm Mol Biol Clin Investig. 2023;44(2):115-120. doi: 10.1515/hmbci-2021-0106
9. Janjani P, Salehi N, Asadmobini A, Siabani S, Nalini M. Smoker pseudo-paradox in ST-segment elevation myocardial infarction patients. Folia Med (Plovdiv). 2023;65(2):243-250. doi: 10.3897/folmed.65.e80189
10. García-Olea A, Elorriaga A, Arregui A, Mendoza P, Andrés A, Sáez R. Infarto agudo de miocardio prematuro con elevación del segmento ST: análisis de una cohorte en la década 2012-2022. Arch Cardiol Mex. 2023;93(4):442-450. doi: 10.24875/ACM.22000278
11. Ferreras Alcántara M, Villar Guerrero WM, Liriano Parra E. Caracterización de factores de riesgo asociados al síndrome coronario agudo en personas entre 60 a 80 años. Unidad de Cuidados Intensivos, Instituto Dominicano de Cardiología, República Dominicana. Enero-julio 2022 [tesis de grado]. Santo Domingo: Universidad Autónoma de Santo Domingo; 2023.
12. von Elm E, Altman DG, Egger M, Pocock SJ, Gøtzsche PC, Vandenbroucke JP. The Strengthening the Reporting of Observational Studies in Epidemiology (STROBE) statement: guidelines for reporting observational studies. Lancet. 2007;370(9596):1453-1457. doi: 10.1016/S0140-6736(07)61602-X
13. Woolf B. On estimating the relation between blood group and disease. Ann Hum Genet. 1955;19(4):251-3. doi: 10.1111/j.1469-1809.1955.tb01348.x
14. Wilson EB. Probable inference, the law of succession, and statistical inference. J Am Stat Assoc. 1927;22(158):209-12. doi: 10.1080/01621459.1927.10502953
15. Firth D. Bias reduction of maximum likelihood estimates. Biometrika. 1993;80(1):27-38. doi: 10.1093/biomet/80.1.27
16. Heinze G, Schemper M. A solution to the problem of separation in logistic regression. Stat Med. 2002;21(16):2409-2419. doi: 10.1002/sim.1047
17. Harris CR, Millman KJ, van der Walt SJ, Gommers R, Virtanen P, Cournapeau D, et al. Array programming with NumPy. Nature. 2020;585:357-62. doi: 10.1038/s41586-020-2649-2
18. Virtanen P, Gommers R, Oliphant TE, Haberland M, Reddy T, Cournapeau D, et al. SciPy 1.0: fundamental algorithms for scientific computing in Python. Nat Methods. 2020;17:261-72. doi: 10.1038/s41592-019-0686-2
19. Virani SS, Newby LK, Arnold SV, Bittner V, Brewer LC, Demeter SH, et al. 2023 AHA/ACC/ACCP/ASPC/NLA/PCNA guideline for the management of patients with chronic coronary disease. Circulation. 2023;148(9):e9-e119. doi: 10.1161/CIR.0000000000001168
20. Visseren FLJ, Mach F, Smulders YM, Carballo D, Koskinas KC, Bäck M, et al. 2021 ESC Guidelines on cardiovascular disease prevention in clinical practice. Eur Heart J. 2021;42(34):3227-3337. doi: 10.1093/eurheartj/ehab484
21. Tsao CW, Aday AW, Almarzooq ZI, Anderson CAM, Arora P, Avery CL, et al. Heart disease and stroke statistics-2023 update. Circulation. 2023;147(8):e93-e621. doi: 10.1161/CIR.0000000000001123
22. Kunadian V, Mossop H, Shields C, Bardgett M, Watts P, Teare MD, et al. Invasive treatment strategy for older patients with myocardial infarction. N Engl J Med. 2024;391(18):1673-84. doi: 10.1056/NEJMoa2407791
23. Völschow B, Goßling A, Kellner C, Neumann JT. Frailty prevalence, invasive treatment frequency, and in-hospital outcome in patients hospitalized for acute coronary syndrome in Germany (2005–2022): a nationwide registry study. Lancet Reg Health Eur. 2025;49:101168. doi: 10.1016/j.lanepe.2024.101168
24. Sanchis J, Bueno H, Miñana G, Guerrero C, Martí D, Martínez-Sellés M, et al. Effect of routine invasive vs conservative strategy in older adults with frailty and non–ST-segment elevation acute myocardial infarction: a randomized clinical trial. JAMA Intern Med. 2023;183(5):407-15. doi: 10.1001/jamainternmed.2023.0047
25. Ávila Cabreja JA, Fonseca Marrero CA, de la Torre Fonseca LM. Factores de riesgo asociados a las variantes clínicas del síndrome coronario agudo. Rev Cubana Med. 2021;60(3):e1364. Disponible en: https://www.medigraphic.com/pdfs/revcubmed/cm-2021/cm213h.pdf
26. Valladares Carvajal F, Hernández de León N, Pérez Alfonso CR, León Valdés G, Torres Acosta C. Infarto agudo de miocardio con elevación del segmento ST: guía de práctica clínica. Rev Finlay. 2022;12(3):364-386. Disponible en: https://www.medigraphic.com/cgi-bin/new/resumen.cgi?IDARTICULO=120485