Artículo de investigación

DOI  https://doi.org/10.62364/https://doi.org/10.62364/by9f5r38

Actualmente, no existen instrumentos en México que evalúen la limerencia, debido a la poca atención recibida por este constructo, además de su confusión con otras condiciones psicológicas. Por ello, el objetivo del presente estudio fue traducir, adaptar a población mexicana adulta y determinar la validez y confiabilidad de la Escala de Limerencia de Wolf y Lemay. Esto se realizó a través de un análisis factorial exploratorio y confirmatorio en una muestra total de 600 adultos universitarios mexicanos. Se obtuvo un modelo de 6 factores con 26 ítems, α= .898, lo que muestra buenos índices de consistencia interna en cada factor y propiedades adecuadas de validez de constructo, concurrente y discriminante. Por lo que se concluyó que la Escala de Limerencia es un instrumento válido y confiable para usarse en población adulta mexicana.

Currently, there are no instruments available in Mexico to assess limerence, primarily due to the limited attention this construct has received and its frequent confusion with other psychological conditions. Therefore, the aim of the present study was to translate, culturally adapt for the Mexican adult population, and evaluate the validity of the Limerence Scale by Wolf and Lemay. This was done through exploratory and confirmatory factor analyses conducted on a total sample of 600 Mexican university adults. A six-factor model comprising 26 items was obtained (α= .898), demonstrating good internal consistency for each factor and adequate construct, concurrent, and discriminant validity. These findings support the conclusion that the Limerence Scale is a valid and reliable instrument for use in the Mexican adult population.

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La limerencia es un concepto acuñado originalmente por Tennov (1979) y poco atendido por otros autores, resultando en confusión constante con otras condiciones, como el enamoramiento, el trastorno obsesivo-compulsivo (TOC) o las adicciones (Carswell & Impett, 2021; Martin,

2018; Sack, 2012). Al ser una condición escasamente conocida, en México no existen pruebas psicométricas estandarizadas que evalúen la limerencia (Wakin & Vo, 2008; Wolf, 2017).

Este estado psicológico es una condición involuntaria de obsesión cognitiva (Bradbury et al., 2024; Bitez, 2023; Tennov, 1979; Wakin & Vo, 2008), con las principales características de un deseo obsesivo de reciprocidad por parte de la otra persona, también llamada Objeto Limerente (OL); incertidumbre acerca de los sentimientos del OL; rumiación sobre el OL (Reynolds, 1983), que incluye fantasías constantes de reciprocidad; dolor en el pecho; recuerdo y análisis constante de interacciones pasadas con el OL, con el objetivo de detectar señales de reciprocidad; inversión exagerada de tiempo directa o indirectamente en el OL; búsqueda intensa de intimidad emocional; admiración al OL; desciframiento de comportamientos, acciones y gestos del OL que impliquen reciprocidad; sentimientos de inadecuación; miedo fuerte, persistente y duradero a ser rechazado emocionalmente por el OL; dependencia emocional y una final extinción de la limerencia cuando se alcanza certeza sobre la reciprocidad emocional o la inexistencia de ésta (Bringle et al., 2013; Carswell & Impett, 2021; Tennov, 1979; Wolf, 2017).

A pesar de sus particularidades, la limerencia comparte características con otras condiciones psicológicas, generando confusiones conceptuales. De manera similar al TOC, implica pensamientos intrusivos y persistentes, así como una cantidad considerable de tiempo dedicado a la obsesión y a conductas orientadas a disminuir el malestar asociado (Asociación Americana de Psiquiatría, 2022). Asimismo, coincide con la adicción debido a la fuerte dependencia hacia un objeto externo y la manifestación de patrones de comportamiento compulsivo (APA, 2022). Finalmente, comparte con el enamoramiento la estimulación dopaminérgica (Gottman & Gottman, 2017), el pensamiento recurrente sobre la otra persona y el deseo de cercanía (Tennov, 1979).

A pesar de estas similitudes, la limerencia presenta diferencias claras con estas condiciones. A diferencia del TOC, los pensamientos intrusivos pueden resultar placenteros y se asocian con un reajuste conductual orientado a agradar al OL, en contraste con la rigidez conductual típica del TOC (APA, 2022; Tennov, 1979). En relación con las adicciones, la conducta limerente no busca ser una estrategia de afrontamiento, sino obtener señales de reciprocidad y puede disminuir o extinguirse cuando dicha incertidumbre se resuelve, a diferencia de las adicciones (APA, 2022; Wakin & Vo, 2008). Asimismo, se distingue del enamoramiento por una intensidad emocional predominantemente displacentera (Camacho, 2018), un enfoque excesivo en la reciprocidad más que en la persona y una mayor predominancia cognitiva sobre los aspectos afectivos (Wolf, 2017).

Como resultado, la limerencia presenta consecuencias que obedecen a su propia conceptualización. Se han documentado conductas de acoso; autolesión; disfuncionalidad laboral o académica debido a pensamientos intrusivos; relaciones de pareja asimétricas o abusivas; preocupación excesiva; ansiedad y síntomas depresivos; alteraciones en sueño y alimentación; y sentimientos persistentes de inadecuación (Bitez, 2023; Bradbury et al., 2024; Bringle et al., 2013; Sack, 2012; Wakin & Vo, 2008). En casos extremos, se documentaron intentos suicidas dirigidos a obtener la atención del OL (Tennov,1979).

En este contexto, confundir la limerencia con las condiciones anteriormente mencionadas dificulta no sólo su identificación clínica, sino que también obstaculiza la búsqueda de ayuda psicológica y limita el desarrollo de intervenciones e instrumentos psicométricos específicos (Wolf, 2017). Esta falta de claridad conceptual contribuye a que las manifestaciones limerentes sean normalizadas, minimizadas o interpretadas como variaciones de experiencias románticas comunes, lo que perpetúa su invisibilidad clínica y académica.

Ante este panorama, se busca contribuir al conocimiento existente sobre la limerencia y su diferenciación de otras condiciones psicológicas. Por ello, dada la escasez de instrumentos psicométricos estandarizados en México para evaluarla, se vuelve necesario traducir, adaptar y analizar la confiabilidad y validez de la Escala de Limerencia de Wolf y Lemay (2015), actualmente el único instrumento diseñado para medir este constructo. Así pues, el objetivo de este estudio es validar dicha escala en población mexicana y examinar su confiabilidad y validez en este contexto.

Como se mencionó, la Escala de Limerencia de Wolf y Lemay (2015), desarrollada en Estados Unidos, evalúa la exclusividad, los pensamientos intrusivos, la incertidumbre, la idealización, el dolor en el pecho, la euforia, la inquietud e incapacidad para ser no-limerente asociadas a la limerencia. En su estudio, los autores examinaron la validez de constructo y la confiabilidad de esta medida, administrándola a 437 estudiantes universitarios en dos momentos distintos, con un intervalo de un mes. Además de la limerencia, la validación incluyó cuestionarios sobre estados amorosos, características de personalidad y decisiones relacionadas con la búsqueda de objetivos de la muestra estadounidense para evaluar la validez concurrente y discriminante. Los hallazgos indicaron que la escala era válida y confiable, con un alfa de Cronbach de 0.89.

Para analizar la validez de constructo se siguió una estrategia de dos pasos. El primero consistió en examinar las correlaciones simples entre la Escala de Limerencia y otras medidas de amor, esperando correlaciones fuertes con aquellas que evalúan cualidades obsesivas del amor, como la Escala de Limerencia no publicada de Steffen (1993) y la subescala de manía de la Love Attitudes Scale (Hendrick & Hendrick, 1986); y correlaciones débiles con medidas no relacionadas con la obsesión romántica. El segundo paso incluyó un análisis factorial confirmatorio para evaluar la validez de constructo, replicando la estructura de factores de las medidas de amor, añadiendo un factor latente de limerencia para evaluar las cargas factoriales y las correlaciones entre los factores. El resultado del AFC mostró que la escala no se ajustaba a un modelo con múltiples factores y en cambio resultó ser unifactorial, confirmando así la validez de constructo.

Los resultados del análisis post-hoc de componentes principales indicaron que la Escala de Limerencia de Wolf y Lemay (2015) se agrupó en un factor separado junto con la subescala de manía, correlacionando positivamente, lo que sugiere que ambos constructos comparten características similares, específicamente obsesivas. Esto no confirma que sea un modelo unifactorial, pero sí indica que la limerencia y la manía conforman un factor distinto. De este modo, aunque no resultó un modelo completamente unifactorial, la escala pareció medir un único constructo relacionado con la experiencia amorosa obsesiva.

Recientemente, la escala fue empleada en un estudio correlacional, con el fin de explorar la relación de la limerencia con los estilos de apego, la divagación mental y los síntomas del TOC (Evans, 2023) en una muestra de 62 adultos de Estados Unidos, Reino Unido y México. Para esta investigación, la escala se redujo de treinta a veinticuatro reactivos para aliviar la carga a los participantes, manteniendo tres ítems para cada componente y una confiabilidad interna igual a la versión original (α= .89). Aunque el instrumento principal sigue un modelo unifactorial, en el estudio de Evans (2023) se calcularon las medidas de confiabilidad para cada componente de la escala, obteniéndose α= .77 para exclusividad; α= .81 para pensamientos intrusivos; α= .74 para incertidumbre; α= .80 para idealización; α=.93 para dolor en el pecho; α= .85 para euforia; α= .82 para inquietud; y α= .83 para incapacidad para ser no-limerente.

Adicionalmente, la escala no menciona puntos de corte, pese a que mide presencia o ausencia de sintomatología. Además, es importante resaltar que no se realizó un análisis factorial exploratorio ni confirmatorio, lo que sugiere que esta versión de la escala fue adaptada exclusivamente para los objetivos del estudio, en lugar de utilizarse para validar una versión abreviada de la escala

 

Método

Diseño

            Se realizó una investigación de tipo instrumental, cuantitativa, no experimental, de corte transversal y con un muestreo por conveniencia (Hernández et al., 2010).

 

Participantes

Se empleó una muestra total de 600 personas mayores de 18 años que radicaran en México y que tuvieran un interés amoroso a la fecha de aplicación de la batería de pruebas. Los participantes se captaron virtualmente, a través de grupos de estudiantes de todos los institutos de la Universidad Autónoma de Ciudad Juárez en Facebook.

Para el AFE, participaron 300 adultos de entre 18 y 61 años, con una desviación estándar de 5.72 años. 66.3% fueron mujeres y 33.7% hombres. 0.7% reportaron ser asexuales, 3.3% homosexuales, 76.7% heterosexuales y 19.3% bisexuales.

Para el AFC participaron 300 adultos que oscilaron entre los 18 y 53 años, con una desviación estándar de 4.48 años. 71.3% fueron mujeres y 28.7% hombres. En cuanto a la orientación sexual, 0.7% reportó ser asexual, 5% homosexual, 72.3% heterosexual y 22% bisexual.  

 

Instrumentos y materiales

El consentimiento informado fue requisito para acceder a la batería. Posteriormente, se aplicaron preguntas sociodemográficas y los siguientes instrumentos.

Escala de limerencia de Wolf y Lemay (2015). Es una escala originalmente unifactorial diseñada para evaluar la presencia o ausencia de sintomatología limerente. Fue desarrollada a partir de las pautas teóricas propuestas por Tennov (1979). La escala mide 8 aspectos de la limerencia: exclusividad, pensamientos intrusivos, incertidumbre, idealización, dolor en el pecho, euforia, inquietud e incapacidad para ser no-limerente; a través de 30 ítems de respuesta tipo Likert, que va de 1= muy en desacuerdo hasta 7= muy de acuerdo. El alfa de Cronbach reportado fue de .89.

Escala de amor de Sternberg (1986). Mide los tres componentes del amor según la teoría de Sternberg (1986): intimidad, compromiso y pasión. En este estudio se utilizó la versión peruana (Ventura & Caycho, 2016) que reporta un alfa de Cronbach de 0.96. Se aplicaron las subescalas de compromiso y pasión, con 15 y 9 ítems, respectivamente, cuyas alfas de Cronbach son 0.92 y 0.84. El formato de respuesta es tipo Likert, que va de 1= nunca a 5= siempre. La subescala de pasión evalúa el deseo sexual o romántico, excitación psicológica, deseo de unión y atracción física. El factor compromiso mide la decisión de mantener el amor a lo largo del tiempo (Ventura & Caycho, 2016). Estos dos factores fueron seleccionados por su mayor cercanía teórica con los componentes de la limerencia, en tanto implican deseo intenso, atracción y una búsqueda sostenida de reciprocidad (Tennov, 1979; Wakin & Vo, 2008). La escala se usó para evaluar la validez concurrente, es decir, con otra medida bien establecida que evalúa constructos afines.

Cuestionario de Fusión Cognitiva (Gillanders et al., 2014). Es una escala que mide la fusión cognitiva general en un sólo factor a través de siete reactivos de respuesta tipo Likert, que va del 1= nunca al 7= siempre. Se utilizó la versión colombiana (Ruiz et al., 2017), que reporta un alfa de Cronbach de 0.93. Esta escala se empleó para medir la validez concurrente, dado que la limerencia se caracteriza por la absorción cognitiva y dificultad para distanciarse de los pensamientos intrusivos.

Inventario de Supresión del Oso Blanco (Wegner & Zanakos, 1994). Mide la tendencia a experimentar pensamientos intrusivos, la tendencia general a suprimir pensamientos negativos, la supresión del pensamiento y el nivel de incapacidad para ignorar los pensamientos negativos. El inventario consta de dos subescalas: intrusión y supresión, con alfas de Cronbach de 0.90 y 0.89, respectivamente. Se empleó únicamente la subescala de intrusiones, compuesta por cinco ítems. El formato de respuesta es de tipo Likert, que va desde 1= en completo desacuerdo hasta 5= de acuerdo completamente. Este instrumento está validado en población mexicana (Gallegos-Guajardo et al., 2023) y se utilizó para evaluar la validez concurrente, dado que la limerencia se caracteriza por pensamientos intrusivos persistentes sobre el OL.

Inventario de Ansiedad de Beck (Beck et al., 1988). Evalúa la presencia de síntomas de ansiedad a través de 21 ítems con un formato de respuesta de tipo Likert, que va de 0= nada a 3= severamente en la última semana. El alfa de Cronbach reportada para población mexicana es de 0.91 (Padrós et al., 2020). Se empleó para evaluar la validez concurrente debido a que la limerencia suele acompañarse de manifestaciones ansiosas vinculadas con la incertidumbre y preocupación por el OL, siendo la ansiedad un correlato esperado del constructo.

Escala de Autoestima de Rosenberg (1965). Es un instrumento de autoinforme diseñado para medir la autoestima global, evaluando los sentimientos y pensamientos sobre los atributos personales. Consta de 10 ítems, distribuidos en cinco afirmaciones negativas y cinco positivas, que se responden en escala Likert del 1= totalmente en desacuerdo al 6= totalmente de acuerdo. El alfa de Cronbach es de 0.79 y ha sido validada en población mexicana (Jurado et al., 2016). Se utilizó para evaluar la validez discriminante, ya que la limerencia y la autoestima son constructos teóricamente distintos y deberían no correlacionar o correlacionar muy bajo.

 

Procedimiento

Primero, se realizó la traducción de la escala al español y se sometió a evaluación y jueceo por psicólogos bilingües expertos, donde se realizaron las adecuaciones correspondientes hasta su aprobación. Posteriormente, se aplicó la batería de instrumentos virtualmente, previa aceptación del consentimiento informado, a dos muestras de 300 adultos cada una. La primera administración, utilizada para el análisis factorial exploratorio, se realizó entre los meses de octubre y noviembre de 2024. La segunda administración, realizada para el análisis factorial confirmatorio, se hizo entre los meses de enero y febrero 2025. Ambas recabaciones de datos fueron realizadas a través de la plataforma Qualtrics y procesadas mediante IBM SPSS Statistics ® (IBM, 2019, versión 26) y su extensión AMOS.

 

Análisis de datos

Para el AFE, se utilizó el método de mínimos cuadrados generalizados con rotación Oblimín directa, así como KMO y prueba de esfericidad de Bartlett, a fin de identificar los factores en los que se agruparon los datos. Luego, se evaluó el modelo mediante un AFC, utilizando diversos índices de ajuste con el objetivo de valorar la adecuación del modelo teórico a los datos observados. Se consideró tanto el valor de chi cuadrada (χ²) y su significancia, como la razón entre chi cuadrada y los grados de libertad (χ²/gl), esta última como un índice de ajuste parsimonioso (Bentler & Bonett, 1980).

Asimismo, se incluyeron los índices de ajuste absoluto Goodness of Fit Index (GFI) y Adjusted Goodness of Fit Index (AGFI), así como el Root Mean Square Error of Approximation (RMSEA), que también se clasifica dentro de los índices de ajuste parsimonioso (Browne & Cudeck, 1992). Para evaluar el ajuste incremental, se utilizó el Comparative Fit Index (CFI) y el Normed Fit Index (NFI), los cuales indican la mejora del modelo con respecto a un modelo base (Hu & Bentler, 1999). Así, la combinación de estos indicadores permitió una evaluación más robusta de la validez estructural del modelo. Finalmente, con el modelo ajustado a partir del AFC, se realizaron los cálculos de la validez concurrente y discriminante mediante IBM SPSS Statistics ® (IBM, 2019, versión 26).

 

Consideraciones éticas

Se obtuvo el permiso y autorización del autor por correspondencia de la escala original para realizar el presente estudio y aprobación del Comité de Ética de la Investigación de la Universidad Autónoma de Ciudad Juárez, resolución CEI-2024-2-1323. Asimismo, la participación fue voluntaria y estuvo condicionada a la aceptación del consentimiento informado, en el cual se describieron los objetivos del estudio, el contenido de la batería y el derecho a resolver dudas antes de continuar. Sólo tras aceptar dicho consentimiento se habilitó el acceso la batería

 

Resultados

En el AFE se obtuvo un modelo de seis factores que explicaron el 68% de la varianza y un índice de confiabilidad total de α= .88, debiéndose eliminar los primeros cuatro ítems por carga compartida. En el AFC se confirmó este modelo, arrojando un Alfa de Cronbach de α= .898. La Tabla 1 muestra la estructura factorial final de la escala con sus respectivos cargas factoriales e índices de confiabilidad por factor.

 

 

 

En síntesis, el primer factor (incapacidad para ser no-limerente) refleja la percepción de inmutabilidad emocional en la que la persona siente que no puede cambiar lo que experimenta hacia el OL, aunque así lo desee. El segundo factor (incertidumbre) se refiere a la dificultad para obtener claridad sobre los sentimientos del OL. El tercer factor (dolor en el pecho) captura la dimensión somática del anhelo limerente. El cuarto factor (inquietud) engloba la activación fisiológica y cognitiva desbordante en presencia del OL, manifestada en nerviosismo, agitación y dificultad para comportarse con naturalidad.

Seguidamente, el quinto factor (Rumiación limerente) describe la cadena de pensamientos intrusivos, repetitivos y difíciles de controlar sobre el OL, junto con una intensa gratificación emocional ante la percepción de reciprocidad. El último factor (cristalización) alude a una forma de percepción embellecida en la que los defectos del OL no se niegan, sino que se minimizan, se pasan por alto o incluso se reinterpretan como cualidades encantadoras.

            Respecto a los índices de ajuste, se observó un ajuste satisfactorio en todos los valores, excepto en el AGFI. Sin embargo, el RMSEA, mostró un valor de ajuste dentro del criterio de corte aceptable. El modelo final y sus valores de ajuste se presentan en la Figura 1.

 

Nota: abreviaciones de factores: Incapacidad no-lim= incapacidad para ser no-limerente, Incertidumbre= incertidumbre, Dolor pecho= dolor en el pecho, Inquietud= inquietud, Rumia limnte= rumiación limerente, Cristal= cristalización

 

En cuanto a la validez concurrente, se observaron correlaciones positivas con los factores de pasión y compromiso de la Escala de Amor de Sternberg, con el Inventario de Ansiedad de Beck, con el Cuestionario de Fusión Cognitiva y con el factor de intrusiones del Inventario de Supresión del Oso Blanco. En contraste, la correlación con la Escala de Autoestima de Rosenberg fue débil. Los coeficientes específicos y los tamaños de efecto se muestran en la Tabla 2.

Finalmente, los puntos de corte para la escala total se establecieron con base en DE=25.77; r²=664.33 los percentiles 20, 40, 60 y 80, mientras que para cada uno de los seis factores se utilizaron los percentiles 33.33 y 66.66.

 

Tabla 2

 

Escala

Validez concurrente

                                                           

Factor compromiso de escala                 .146      **                    <0.01                Débil

Stemberg

Factor pasión de escala de                                  .321      **                    <0.01                Moderada

Stemberg

Inventario ansiedad Beck                                   .532      **                    <0.01                Grande

Cuestionario fusión cognitiva                 .528      **                    <0.01                Grande

Factor intrusión de Inventario                .520      **                    <0.01                Grande

supresión del Oso Blanco

 

Validez discriminante

Nota: criterio de efecto basados en Cohen (1992) <=0.10 débil, 0.30~moderada, => 0.50 grande.

 

Discusión

La escala adaptada presentó un alfa de Cronbach de .898, lo que sugiere una consistencia interna adecuada. En cuanto a la estructura factorial, a diferencia del modelo unifactorial encontrado originalmente, en la presente validación emergió una estructura de seis factores. Esta diferencia podría atribuirse a variaciones culturales en la vivencia de la limerencia o a particularidades de la muestra empleada.

Respecto a la validez concurrente, la escala mostró correlaciones positivas con medidas teóricamente relacionadas: pasión y compromiso de la Escala de Amor de Sternberg (Ventura & Caycho, 2016), fusión cognitiva (Gillanders et al., 2014), intrusiones del Inventario de Supresión del Oso Blanco (Wegner & Zanakos, 1994) y ansiedad (Beck et al., 1988). Estos hallazgos respaldan la congruencia teórica del constructo. Asimismo, la correlación débil con la Escala de Autoestima de Rosenberg (1965) apoya su validez discriminante.

Ahora bien, las correlaciones más fuertes se observaron con fusión cognitiva, pensamientos intrusivos y ansiedad. Estos hallazgos convergen en un mecanismo común: la rumiación, proceso transdiagnóstico implicado en el inicio, mantenimiento y recaída de diversos trastornos psicológicos (Lyubomirsky et al., 2015; Watkins, 2016). La rumiación, definida como pensamiento repetitivo centrado en un objetivo o preocupación personal (Martin & Tesser, 1996), puede ser constructiva, pero cuando se orienta a metas inalcanzables, como ocurre en la limerencia, se vuelve desadaptativa (Bradbury et al., 2024; Watkins, 2008). Dado que la limerencia implica rumiación persistente centrada en el OL, las asociaciones observadas respaldan su papel como mecanismo central en la experiencia limerente.

No obstante, el presente estudio presenta limitaciones. En primer lugar, la muestra fue no probabilística y compuesta principalmente por estudiantes universitarios, lo que restringe la generalización de los resultados a la población adulta en general. Además, no se recabó información precisa sobre la ciudad de residencia de los participantes, por lo que no puede asegurarse que toda la muestra residiera en México. Finalmente, algunas de las pruebas empleadas para la validez concurrente no cuentan con validación en población mexicana, lo que sugiere la conveniencia de replicar el estudio con instrumentos validados en México.

 

Conclusiones

La Escala de Limerencia de Wolf y Lemay, traducida y adaptada al español, muestra propiedades psicométricas adecuadas para su uso en población mexicana adulta. El análisis factorial reveló una estructura de seis factores y las estimaciones de consistencia interna, así como las evidencias de validez concurrente y discriminante respaldan su utilidad para evaluar la limerencia en contextos de investigación.

El presente estudio constituye el primer esfuerzo de validación de un instrumento para medir la limerencia en México y en el ámbito hispanohablante, aportando una herramienta inicial para el avance del conocimiento sobre este fenómeno. Se recomienda replicar el estudio en muestras más amplias y diversas para fortalecer la generalización y precisión del instrumento.

Mtro. Juan Grapain Contreras

Innovación y desarrollo

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