ISSN 2215-3535
Actualidades en Psicología, 39(138), enero-junio, 2025, 105-118
DOI: 10.15517/ap.v39i138.56328
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www.revistas.ucr.ac.cr/index.php/actualidades
Universidad de Costa Rica
Cuestionario de dependencia emocional CDE: evidencias de
validez y abilidad en muestras colombianas
CDE Emotional Dependence Questionnaire: Evidence of Validity and Reliability
in Colombian samples
Luis Enrique Prieto Patiño1
https://orcid.org/0000-0002-3118-9892
Fernando Riveros Munévar2
https://orcid.org/0000-0002-0414-674X
Camilo Delgado Zapata3
https://orcid.org/0000-0003-1323-3607
Yuri Natalia Rodríguez Niño4
https://orcid.org/0000-0003-0129-2837
Mariana Cardona Rodríguez5
https://orcid.org/0000-0002-4558-2089
Laura Viviana Marroquín Ortegón6
https://orcid.org/0000-0002-5195-1725
1,2,3,4,5,6 Facultad de Ciencias del Comportamiento, Universidad de la Sabana, Chía, Cundinamarca, Colombia.
1 luis.prieto@unisabana.edu.co 2 edgar.riveros@unisabana.edu.co 3 camilodeza@unisabana.edu.co 4 yurironi@unisabana.edu.co
5 marianaca@unisabana.edu.co 6 lauramaror@unisabana.edu.co
Recibido: 08/02/2024. Aceptado: 08/05/2025.
Resumen. Objetivo. Estudiar las propiedades psicométricas del Cuestionario de Dependencia Emocional de
Lemos y Londoño (2006). Método. Se contó con 634 participantes con edades entre los 18 y los 50 años, que
contestaron el instrumento. Se encontró una estructura de cinco factores, la cual fue raticada por el análisis
factorial conrmatorio: ansiedad de separación (6 ítems, ω = 0.892), expresión afectiva de la pareja (4 ítems, ω
= 0.854), miedo a la soledad (3 ítems, ω = 0.870), modicación de planes (3 ítems, ω = 0.814), y expresión límite
(3 ítems, ω = 0.853) estructura que contrasta con los seis factores planteados en la escala original. Resultados.
Los adecuados resultados psicométricos sugieren que se cuenta con un instrumento válido y able para medir
la dependencia emocional.
Palabras clave. Dependencia emocional, análisis factorial, análisis exploratorio, análisis conrmatorio
Abstract. Objective. The purpose of this research was to study the psychometric properties of the Lemos and
Londoño Emotional Dependence Questionnaire (2006). Method. A total of 634 participants, aged between 18
and 50 years, completed the instrument. Results. A ve-factor structure was found, which was conrmed by
conrmatory factor analysis: separation anxiety (6 items, ω = 0.892), partner´s aective expression (4 items, ω =
0.854), fear of loneliness (3 items, ω = 0.870), modication of plans (3 items, ω = 0.814), and borderline expres-
sion (3 items, ω = 0.853). This structure contrasts with the six factors proposed in the original scale. The adequate
psychometric results suggest that this is a valid and reliable instrument for measuring emotional dependence.
Keywords. Emotional dependency, factorial analysis, exploratory analysis, conrmatory analysis
Cuestionario de dependencia emocional CDE
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INICIO MÉTODO RESULTADOS DISCUSIÓN REFERENCIAS
Introducción
A lo largo de la historia, se ha demostrado que
las interacciones humanas son un proceso natural
y necesario, relacionadas con los diversos bene-
cios que estas conllevan (Estévez et al., 2017). Por
esta razón, se considera fundamental la creación de
relaciones sociales duraderas y estrechas a lo largo
de la vida, especialmente, en las relaciones de pare-
ja. Sussman (2010) y Torres-Hernández et al. (2015)
plantean que existen cuatro factores presentes en
las relaciones amorosas: la necesidad, la capacidad
de dar, el romance y el compañerismo. Estos fac-
tores se relacionan con el deseo hacia la pareja, el
contacto físico, la aliación con el otro y la recipro-
cidad. Sin embargo, en algunas relaciones, pueden
evidenciarse desbalances o inconvenientes que
generan malestar en alguno de los miembros de
la pareja; una de estas situaciones es la dependen-
cia emocional (Laca & Mejía, 2017), denida como
un "patrón persistente de necesidades emociona-
les insatisfechas que se intentan cubrir de manera
desadaptativa con otras personas" (Castelló, 2000,
citado por Lemos & Londoño 2006, p. 128).
La dependencia emocional se maniesta a través
de creencias y conductas relacionadas con la exi-
gencia y demanda de diferentes formas de demos-
traciones de afecto e interés por parte del otro. La
persona con alta dependencia emocional considera
que solo se puede vivir bien en pareja, optando in-
cluso por un rol sumiso y permisivo que se relacio-
na con problemas de autoestima, miedo a la sole-
dad e idealización del otro (Castelló, 2005; Hoyos
et al., 2007; Lemos & Londoño, 2006). Esto puede
estar mediado por estereotipos de género cultura-
les, como, por ejemplo, que las mujeres maniestan
la dependencia emocional en mayor medida que
los hombres (Karakurt, 2012; Ruiz, 2013).
En cuanto a las consecuencias de la dependencia
emocional, se ha encontrado que genera malestar,
angustia, ansiedad, hostilidad e, incluso, depresión.
Esto se debe a que, si la persona no interactúa con
su pareja con una alta frecuencia, pueden surgir
peleas ocasionales y las fuentes de seguridad y sa-
tisfacción personal se deterioran signicativamente
(Castelló, 2005; Hoyos et al., 2007; Lemos et al., 2007;
Santamaría et al., 2015). Por otra parte, el malestar
identicado también se relaciona con las dinámicas
relacionales que la persona puede tener al permitir y
aceptar agresiones tanto físicas como verbales (Ruiz,
2013), y hasta indelidades, debido a que la conduc-
ta de la persona dependiente estará encaminada a
asegurar que la relación continúe y se mantenga a
largo plazo (Álvarez et al., 2013; Castelló, 2000; Es-
tévez et al., 2017; Nilakantan et al., 2014). Dada la
importancia reportada anteriormente, se requieren
instrumentos para su medición y evaluación.
Entre las pruebas o instrumentos psicológicos
existentes que miden el constructo de dependencia
emocional y cuentan con estudios psicométricos se
encuentran: la Escala de Dependencia Interpersonal
(Interpersonal Dependency Inventory – IDI; Hirsch-
feld et al., 1977); la Escala de Dependencia Especí-
ca en la Pareja (Spouse Specic Dependency Scale
– SSDS; Rathus & O’Leary, 1997); y el Inventario de
Dependencia Emocional IDE (Aiquipa, 2012).
En Colombia, se diseñó el Cuestionario de De-
pendencia Emocional (CDE) de Lemos y Londoño
(2006), una escala de autoaplicación compuesta
por 23 ítems, con formato tipo Likert con una es-
cala de 1 a 6, dependiendo del nivel de certeza del
enunciado para la persona. El CDE está basado en
el Modelo de la Terapia Cognitiva de Beck (Lemos
& Londoño, 2006). Sus ámbitos de aplicación son
clínicos, educativos y de investigación con adoles-
centes y adultos. En cuanto a la calicación, puntua-
ciones altas pueden entenderse como dependencia
emocional de estilo patológico y las puntuaciones
bajas se interpretan como niveles bajos o ausencia
de dependencia emocional.
En su versión inicial, el CDE fue diseñado con 66
ítems, pero en su versión nal se redujo a 23 ítems
que responden a 6 factores, los cuales son: ansiedad
de separación, expresión afectiva de la pareja, modi-
cación de planes, miedo a la soledad, expresión límite
y búsqueda de atención (Lemos & Londoño, 2006).
Cuestionario de dependencia emocional CDE
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INICIO MÉTODO RESULTADOS DISCUSIÓN REFERENCIAS
eran explicados por un solo factor. Debido a la
gran diferencia con la estructura original, se realizó
el análisis factorial conrmatorio, que mostró que
este único factor presenta indicadores de bondad
de ajuste adecuados; no obstante, los valores de
abilidad no son buenos.
En otros estudios, como el de Lemos et al. (2019),
realizado en Colombia, se estudió la invarianza mé-
trica del CDE con una muestra de 569 estudiantes
universitarios, cuyo resultado fue una estructura de 5
factores de la escala original, pero donde el factor ex-
presión límite no obtuvo indicadores de ajuste ade-
cuados. Se encontró invarianza métrica fuerte por
sexo y por la variable de presencia o no de la pareja.
En Brasil, da Fonsêca et al. (2020) encontraron
evidencias satisfactorias de validez y abilidad para
la escala de acuerdo con la versión original. El último
estudio revisado lo realizaron Chicaiza y Tobar-Viera
(2023), en Ecuador, con una muestra de 501 estu-
diantes universitarios, estudiaron la estructura fac-
torial del CDE y obtuvieron una estructura de 5 fac-
tores con una abilidad de .93 para la escala total.
En conclusión, evaluar la dependencia emocio-
nal es de alta importancia tanto en contexto co-
munitario como en contexto terapéutico para con-
tar con una medida de proceso clínico. Por esto,
existe el Cuestionario de Dependencia Emocional,
pero es pertinente analizar la estructura factorial
y la abilidad del instrumento, debido a las dife-
rentes estructuras factoriales encontradas en dis-
tintos estudios y que en los estudios colombianos
realizados se han llevado a cabo en una sola zona
del país y con universitarios, e igual se encuentran
variabilidades en la estructura de escala. De aquí
surge la pregunta ¿cuál es la estructura factorial y
el nivel de abilidad de la escala CDE en población
comunitaria colombiana?
Método
Tipo de estudio
Para esta investigación, se empleó un diseño
instrumental con el n de estudiar las propieda-
En el factor 1, denominado ansiedad de sepa-
ración, se expresan las emociones de miedo que
se producen ante la posible ruptura de la relación
por el temor al abandono, la separación o el distan-
ciamiento. El factor 2, referido a la expresión afec-
tiva, hace referencia a la necesidad de la persona
de recibir expresiones de afecto continuamente de
su pareja. El factor 3, denominado modicación de
planes, se reere al acto de modicar actividades,
planes o comportamientos para satisfacer a la pa-
reja (Lemos & Londoño, 2006).
En cuanto al factor 4, miedo a la soledad, se ex-
presa el temor de la persona que es dependiente
emocional para no tener una relación de pareja o
por la percepción de no ser amado. El factor 5, la ex-
presión límite, se reere a las conductas relacionadas
con el trastorno de personalidad límite, en conse-
cuencia, de una posible ruptura. Por último, el factor
6, búsqueda de atención, se entiende como las ac-
ciones que puedan asegurar ser el centro de aten-
ción de la otra persona (Lemos & Londoño, 2006).
En estudios posteriores que evaluaron las carac-
terísticas psicométricas del CDE en diferentes con-
textos, Méndez et al. (2012) estudiaron las propieda-
des psicométricas en una muestra de 93 estudiantes
universitarios mexicanos, encontrando en el análisis
factorial conrmatorio una estructura de dos fac-
tores: ansiedad de separación y expresión límite, y
una consistencia interna con el alfa de Cronbach de
.90. En Italia, Coppolino et al. (2015) encontraron un
buen ajuste con 5 factores originales, sin el factor
de expresión límite, que no logró un buen ajuste. El
estudio se realizó con 409 participantes, y se obtu-
vieron valores alfa que oscilaron entre .70 y .88.
Casaretto (2016) realizó la adaptación del CDE
para población peruana con jóvenes de 12 a 18
años, la cual obtuvo índices de conabilidad ade-
cuados. Asimismo, obtuvo evidencias de validez
manteniendo la estructura original del CDE. Sin em-
bargo, Ventura y Caycho (2016) realizaron el análisis
de las propiedades psicométricas del CDE también
en población peruana, en una muestra de 520 par-
ticipantes, donde se encontró que todos los ítems
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cen referencia a comportamientos, pensamientos y
sentimientos que maniestan las personas cuando
están en una relación sentimental. Los seis factores
que conforman el cuestionario son: (a) factor 1: an-
siedad de separación conformado por los 7 ítems:
p2, p6, p7, p8, p13, p15, y p17, con un α = .871),
se encuentran enunciados como “Cuando mi pa-
reja debe ausentarse por algunos días me siento
angustiado”; (b) factor 2: expresión afectiva de la
pareja conformado por 4 ítems: p5, p11, p12, p14,
con un α = .835, se encuentran enunciados como
“Necesito demasiado que mi pareja sea expresiva”;
(c) factor 3: modicación de planes conformado por
4 ítems: p16, p21, p22 y p23, con un α = .751, se
encuentran enunciados como “Si tengo planes y mi
pareja aparece los cambio solo por estar con ella”;
(d) factor 4: miedo a la soledad conformado por 3
ítems: p1, p18 y p19, con un α = .798, se encuen-
tran enunciados como “Siento una fuerte sensación
de vacío cuando estoy solo”; (e) factor 5: expresión
límite conformado por 3 ítems: p9, p10 y p20, con
un α = .617, se encuentran enunciados como “He
amenazado con hacerme daño para que mi pareja
no me deje”; y (f) factor 6: búsqueda de atención
conformado por 2 ítems: p3 y p4, con un α = .776,
se encuentran enunciados como “Para atraer a mi
pareja busco deslumbrarla o divertirla”, y con una
abilidad total igual a .927. La anterior estructura
factorial es la que se pretende poner a prueba en el
presente estudio.
Procedimentos
Primero, se sometió la propuesta al comité de
investigación de la Facultad de Psicología y Ciencias
del Comportamiento de la Universidad de La Saba-
na que aprobó dicho estudio. Luego, se hizo el pro-
ceso de validación por jueces al instrumento. Poste-
riormente, se pasó a la aplicación piloto realizada a
30 personas con el objetivo de vericar las instruc-
ciones, el tiempo de aplicación y los procedimientos
de calicación de la prueba. Se realizaron los ajustes
respectivos de la prueba piloto, la rma del consen-
timiento informado y se realizó la aplicación a la to-
des psicométricas del cuestionario de dependencia
emocional (Ato et al., 2013).
Participantes
La muestra total de participantes consistió en 634
personas colombianas que residen en la ciudad de
Bogotá y sus alrededores. La muestra estuvo con-
formada por 429 mujeres (67.66%) y 205 hombres
(32.34%), con edades entre los 18 años y los 50 años,
la media de la edad del grupo fue de 23.32 años, con
una (DT = 7.15). Se seleccionó por medio de un mues-
treo no probabilístico por conveniencia; y presenta un
mayor número de mujeres debido al tipo de mues-
treo utilizado y que fueron participantes disponibles
en ese momento. Los y las participantes diligenciaron
el instrumento de forma individual (en tiempos de 15
a 20 minutos). Cabe referir que la muestra se dividió
en dos muestras aleatorias aproximadas del 50% (n
= 318), una para llevar a cabo el análisis factorial ex-
ploratorio y la otra para vericar la estructura factorial
obtenida, a través del análisis factorial conrmatorio
(n = 316). La totalidad de la muestra fue evaluada a
través de Google Forms. En el momento de la eva-
luación, 292 personas comentaron que tenían pareja
estable correspondientes al 46,06%, y 342 manifesta-
ron que no la tenían (53.94%).
Instrumentos
Se utilizó el Cuestionario de Dependencia Emo-
cional elaborado por Lemos y Londoño (2006). Este
consta de 23 reactivos con un escalamiento tipo
Likert con la siguiente graduación: 1 = completa-
mente falso de mí, 2 = el mayor parte falso de mí;
3 = ligeramente más verdadero que falso, 4 = mo-
deradamente verdadero de mí, 5 = el mayor parte
verdadero de mí y 6 = me describe perfectamente. La
escala se analizó a través de análisis factorial explo-
ratorio obteniendo una estructura de seis factores
(KMO = .954; Bartlett p = .000). La abilidad estuvo
en un intervalo de .617 y .871 y la escala total obtuvo
un alfa de Cronbach de .927.
Este cuestionario evalúa seis factores implica-
dos en la dependencia emocional, los cuales ha-
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Cuestionario de dependencia emocional CDE
talidad de la muestra (muestra experimental). Las
aplicaciones se hicieron a través de un formulario
de Google Forms, donde se incluyó también el con-
sentimiento informado, el cual debían aceptar para
realizar el diligenciamiento de la escala.
Análisis estadísticos
En la tercera fase de la investigación, se cali-
caron los instrumentos y se construyó la base de
datos en Excel que, posteriormente, fue procesada
en el programa estadístico JASP versión 0.19.3.0 y
el programa JAMOVI, versión 2.6.44.0. En la cuar-
ta fase, se realizó el análisis factorial exploratorio
del cuestionario con el objetivo de poner a prue-
ba su estructura original. En este caso, la estima-
ción del número de factores a extraer se hizo con
el método de implementación optima del análisis
paralelo (Timmerman & Lorenzo-Seva, 2011). El tipo
de rotación empleada fue oblicua, especícamente
Promax, los factores a retener debían tener ítems
con saturaciones de .40 como mínimo y cada fac-
tor incluir tres ítems. En esta última parte, se rea-
lizó el análisis factorial conrmatorio de la prueba
para contrastar el resultado del análisis explorato-
rio previo y describir los factores obtenidos frente
a la prueba original, para nalmente llevar a cabo
los indicadores de abilidad omega de McDonald y
Lambda 2 de Guttman.
Consideraciones éticas
Para garantizar la protección de las personas
participantes, se elaboró un consentimiento infor-
mado siguiendo los lineamientos de la Ley 1090
(2006), lo que aseguró el respeto y la dignidad de
cada individuo. La información recopilada fue ma-
nejada con la más estricta condencialidad y utili-
zada exclusivamente para los nes de la investiga-
ción. Adicionalmente, este estudio fue categorizado
como de riesgo mínimo, según lo establecido en
la Resolución 8430 (1993). Este estudio es deriva-
do del proyecto “Factores de riesgo y protección
asociados a conWWQductas de riesgo y problemas
que afectan la salud mental en niños y adolescen-
tes”, con código PSIPHD-4-2023, y avalado por la
Subcomisión de Investigación y Ética de la Facultad
de Psicología de la Universidad de La Sabana, y -
nanciado por la Universidad de La Sabana.
Resultados
La presentación de los resultados de la presente
investigación tendrá el siguiente orden: evidencias
de estructura interna, evidencias de relación con
otras variables y evidencias de abilidad.
Evidencias de estructura interna - Análisis
Factorial Exploratorio
El análisis factorial exploratorio se realizó con el
50%, aproximado de la muestra total, en este caso
(n = 634), es decir, 318 participantes, que sobrepasa
el mínimo de (n = 200) planteado por Ferrando y
Anguiano-Carrasco, (2010). Se estudió la normali-
dad multivariada con la prueba de curtosis y asime-
tría obteniendo un valor signicativo con p < .001, lo
que indica que se rechaza la hipótesis de normali-
dad multivariada en la escala. Por esta razón, se uti-
lizó el método de mínimos cuadrados ponderados
con rotación Promax (Lloret-Segura et al., 2014).
Luego, se realizaron las medidas de adecuación
muestral de Kaiser-Meyer-Olkin y la prueba de es-
fericidad de Bartlett. Los resultados fueron: KMO =
.934; Bartlett = 3950.967, df = 171 y con p < .001,
que indican un excelente ajuste de la matriz de co-
rrelaciones para la realización del análisis factorial,
ya que el valor de KMO fue superior a .80, y las
correlaciones entre ítems no corresponden a una
matriz de identidad (Rigo & Donolo, 2018; Tabla 1).
Índices KMO χ² df χ²/df p RMSEA [90% IC] RMSR TLI CFI
Modelo .934 172.793 86 2.00 < .001 .056 [.044, .069] .021 .954 .977
Tabla 1. Índices de ajuste para el modelo de cinco factores (análisis exploratorio n = 318)
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Se estudió la estructura factorial desde uno has-
ta cinco factores, según recomendaciones de Tim-
merman y Lorenzo-Seva (2011) sobre el número de
factores a extraer, basados en criterios objetivos.
Teniendo en cuenta la interpretabilidad de la solu-
ción y la teoría de partida, se encontró que la única
estructura factorial adecuada para todos los crite-
rios fue la de cinco factores. Durante el proceso,
se estableció que los ítems 2, 3, 5 y 23 debían ser
eliminados del instrumento, ya que su presencia en
la escala aumentaba el error del modelo y no sa-
turaron en ninguno de los factores. El método que
se utilizó para la extracción de los factores fue el
análisis paralelo (AP), que se considera uno de los
mejores métodos, de los denominados objetivos
para esta estimación (Timmerman & Lorenzo-Seva,
2011), teniendo en cuenta siempre una estructura
factorial interpretable y sustentable desde la teoría.
En la Tabla 1, se observan los índices de ajuste que
se tuvieron en cuenta para la decisión del modelo
de cinco factores. Los índices fueron: la medida de
adecuación muestral de KMO, cuyo valor esperado
es ≥ .80; la relación χ²/df, la cual sugiere que al tener
un valor menor o igual a 3 presenta un excelente o
muy buen ajuste y valores inferiores a 5, son catalo-
gados como buen ajuste; RMSEA (Root Mean-Squa-
re Error of Approximation), cuyo valor esperado es
< .08; el índice CFI (Comparative Fit Index), el índice
TLI (Tucker-Lewis Index); en ambos casos, se espe-
ran valores ≥ .95, para ser considerados como exce-
lentes (Lloret-Segura et al., 2014; Ruiz, Pardo & San
Martín, 2010; Sandin et al., 2007). Los valores obteni-
dos superan los criterios esperados para cada caso
lo que da cuenta de la adecuada estructura factorial
obtenida (5 factores) (ver Tabla 1).
La estructura factorial exploratoria de la prueba
se puede observar en la Tabla 2. Se encontró una
solución factorial de cinco factores que explican el
64.8% de la varianza total de la prueba. Este resulta-
do se considera muy adecuado, ya que se requiere
que se explique un mínimo del 40% de la varianza
(Lloret-Segura et al., 2014). También, se observa, en
la Tabla 2, que todos los ítems tuvieron una satura-
ción mayor a .40. Este resultado es muy satisfactorio
y es el criterio que se tiene para mantener un reacti-
vo dentro de la prueba (Costello & Osborne, 2005).
Tal como se observa en la Tabla 2, la estructura
factorial del cuestionario de dependencia emocio-
nal (CDE) quedó conformada por cinco factores. La
estructura obtenida está denida claramente por un
subconjunto de variables tal como lo plantea Schu-
macker y Lomax (2010) y, por tanto, será contras-
tada a través de un análisis factorial conrmatorio.
Análisis Factorial Conrmatorio
El modelo de cinco factores encontrado en el
análisis factorial exploratorio se puso a prueba a tra-
vés del análisis factorial conrmatorio, utilizando el
método de ecuaciones estructurales (Khine, 2013),
ya que permiten obtener la interrelación entre los
constructos (Cupani, 2012). El tamaño de la muestra
utilizado para este análisis fue de 316 participan-
tes, correspondientes aproximadamente al 50% de
la muestra. Posteriormente, se hizo el cálculo de la
normalidad multivariada (Rigo & Donolo, 2018), a
través de los coecientes de curtosis y asimetría,
donde se encontraron valores signicativos < .001,
que mostraron la falta de normalidad multivariada.
El siguiente paso fue el de realizar el procesa-
miento de los datos en el programa JAMOVI versión
2.6.44.0, con el método de estimación de máxima ve-
rosimilitud-robusto MLM, mediante el cual se obtie-
nen índices robustos a partir del estadístico χ² de Sa-
torra-Bentler. Este método corrige los posibles errores
causados por la ausencia de normalidad multivariada
y las fallas en las estimaciones causadas si se omitiera
la normalidad multivariada (Sandin et al., 2007).
Los índices de ajuste robustos utilizados fueron:
la relación entre el χ² de Satorra-Bentler y los gra-
dos de libertad (χ²/df), en la cual se sugiere obtener
un valor ≤ 5; RMSEA (Root mean Squares error of
Approximation), cuyo valor esperado es < .08 (Sam-
perio, 2019); SRMR (Standardized Root Mean Squa-
res Residual), en el cual se espera un valor ≤ .08; y
los índices CFI (Comparative Fit Index), TLI (Tucker
Lewis-Index), y NNFI (Bentler-Bonett non-normed
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Ítems Ansiedad
separación
Expresión
afectiva
Miedo
soledad
Modica-
ción planes
Expresión
límite
7. Cuando mi pareja debe ausentarse por
algunos días, me siento angustiado.
.933
8. Cuando discuto con mi pareja, me preocupa
que deje de quererme.
.836
6. Si mi pareja no llama o no aparece a la hora
acordada, me angustia pensar que está enojada
conmigo.
.781
17. Si desconozco donde está mi pareja, me
siento intranquilo.
.568
15. Siento temor a que mi pareja me abandone. .537
4. Hago todo lo posible por ser el centro de
atención en la vida de mi pareja.
.440
14. Me siento muy mal si mi pareja no me
expresa constantemente el afecto.
.902
11. Necesito demasiado que mi pareja sea
expresiva conmigo.
.823
12. Necesito tener a una persona para quien
yo sea más especial que los demás.
.623
13. Cuando tengo una discusión con mi pareja
me siento vacío.
.492
19. No tolero la soledad. .944
18. Siento una fuerte sensación de vacío
cuando estoy solo.
.681
1. Me siento desamparado cuando estoy solo. .622
21. Si tengo planes y mi pareja aparece los
cambios, s.olo por estar con ella.
.992
22. Me alejo demasiado de mis amigos
cuando tengo una relación de pareja.
.596
16. Si mi pareja me propone un programa, dejo
todas las actividades que tenga para estar con ella.
.579
9. He amenazado con hacerme daño para que
mi pareja no me deje.
.982
10. Soy alguien necesitado y débil. .721
20. Soy capaz de hacer cosas temerarias, hasta
arriesgar mi vida, por conservar el amor del otro.
.600
Tabla 2. Estructura factorial exploratoria del CDE, con un modelo de cinco factores
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t index), donde se sugiere obtener un valor ≥ .90
(Martínez et al., 2014; Ruiz et al., 2010; Sandin et al.,
2007). Para el presente estudio, se analizaron cua-
tro modelos rivales en la estructura conrmatoria:
el modelo de un factor, un modelo de dos factores,
un modelo de cinco factores y el modelo original de
seis factores, de acuerdo con los estudios previos
sobre la estructura factorial de la prueba.
En la Tabla 3, se puede observar que los índices
de bondad de ajuste muestran que el modelo de
un factor desajusta en el RMSEA, valor superior al
esperado y en los intervalos de conanza. Además,
los índices CFI, TLI y NNFI están por debajo del um-
bral del .90. En cuanto al modelo de dos factores,
también desajusta en el error RMSEA y en los índi-
ces de ajuste que están por debajo del criterio. El
modelo de seis factores de la escala original pre-
senta niveles adecuados de error tanto en RMSEA
como SRMR, que están por debajo del .08, criterio
aceptable. Esta solución funciona también para CFI,
que es superior al .90, el desajuste se presenta en
los criterios de TLI y NNFI, que son inferiores al cri-
terio establecido. El mejor modelo de todos es el
de cinco factores encontrado en el estudio facto-
rial exploratorio con indicadores de error inferiores
a .08, y con todos los índices de ajuste superiores
al criterio establecido de .90 (Martínez et al., 2014;
Ruiz et al., 2010; Sandin et al., 2007).
En la Figura 1, se presenta el path diagram que
ratica el modelo de cinco factores del cuestiona-
rio de dependencia emocional, en donde todas las
estimaciones son signicativas al nivel del .001 con
adecuados niveles de error, obteniendo un modelo
consistente y robusto.
En la Tabla 4, se presenta la matriz de ratios He-
terotrait-Monotrait (HTMT) de correlaciones entre
cinco factores. Esta tabla es fundamental para eva-
luar la validez discriminante de una escala en un
análisis factorial conrmatorio con ecuaciones es-
tructurales. En este caso, el criterio a considerar es
que las correlaciones entre factores deben estar por
debajo de .85, para considerar una validez discri-
minante apropiada para los factores de la escala.
Todos los valores son inferiores al criterio, por tanto,
se puede asumir que la validez discriminante está
establecida y que todos los factores están midiendo
dimensiones diferentes.
Fiabilidad del instrumento
En la Tabla 5, se observan los valores de abili-
dad obtenidos, estos son superiores o iguales a .70,
lo que demuestra que el instrumento cuenta con
una abilidad alta (Ten Berge & Socan, 2004; Barbe-
ro, 2010; Ramos et al., 2015) En cuanto al coeciente
de omega de McDonald (1999), sus resultados son
muy satisfactorios.
Modelo Sato-
rra-Bentler χ²
df χ²/df p RMSEA Robusto
[90% IC]
SRMR
Robusto
CFI
Robusto
TLI
Robusto
NNFI
Robusto
1 factor 877 230 3.81 < .001 0.112 [0.104-1.120] .075 .747 .722 .722
2 fa cto-
res
865 229 3.77 < .001 0.112 [0.104-0.120] .074 .751 .725 .751
5 factores 253 142 1.78 < .001 0.061 [0.048-0.073] .055 .939 .926 .926
6 factores 446 215 2.07 < .001 0.069 [0.060-0.078] .054 .911 .896 .896
Nota. índices corregidos (método robusto). S-B χ² = χ² escalado de Satorra-Bentler. NNFI = non-normed
t index; CFI = comparative t index; SRMR = standarized root mean square residual: RMSEA = root mean
square error of approximation.
Tabla 3. Índices de bondad de ajuste para los modelos rivales de la estructu-
ra factorial de la escala (CDE) basados en los análisis factoriales conrmatorios (n = 316)
Cuestionario de dependencia emocional CDE
Actualidades en Psicología, 39(138), 2025.
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INICIO MÉTODO RESULTADOS DISCUSIÓN REFERENCIAS
Ansiedad
separación
Expresión
afectiva
Miedo a la
soledad
Modicación de
planes
Expresión
límite
Ansiedad Separación -
Expresión Afectiva .849 -
Miedo a la Soledad .618 .582 -
Modicación de Planes .794 .677 .514 -
Expresión Límite .647 .506 .483 0.540 -
Tabla 4. Ratios Heterotrait-Monotrait (HTMT) de Correlaciones entre Factores
P17 P6
0.49
P7
0.59 0.60
P15
0.45
P19 0.37
P18
P1 0.55
0.13
P22
P16
P21
P11
0.56
0.44
0.33
0.45
0.47
0.26
0.61
0.52
0.76
0.61
0.42 0.56
P4
P8
P9
P10
P20
P12
P14 P13
Factor
1
Factor
5
Factor
2
Factor
4
Factor
3
0.64 0.63
0.74
0.71
0.80
0.67
0.93
0.67
0.75
0.82
0.74
0.73
0.86
0.63
0.49
0.69
0.63
0.76 0.67
0.61 0.61
0.78
-0.57
0.85
0.51 0.55
0.48
0.64
1.00
1.00
1.00
1.00
0.49
1.00
Figura 1. Modelo de cinco factores con estimaciones de parámetros estandarizados
Factor Ítems McDonald ω Guttman λ2
Ansiedad Separación 4,6,7,8,15,17 .892 .893
Expresión Afectiva 11,12,13,14 .854 .854
Miedo a la Soledad 1,18,19 .870 .866
Modicación de Planes 16,21,22 .814 .809
Expresión Límite 9,10,20 .853 .852
Tabla 5. Coecientes de abilidad para el cuestionario de dependencia emocional (CDE) 5 factores
Cuestionario de dependencia emocional CDE
Actualidades en Psicología, 39(138), 2025.
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INICIO MÉTODO RESULTADOS DISCUSIÓN REFERENCIAS
Discusión
El objetivo de la presente investigación fue el ana-
lizar las evidencias de validez y abilidad del Cues-
tionario de Dependencia Emocional de Lemos y
Londoño (2006) en muestras colombianas. Los resul-
tados de la investigación evidenciaron que la estruc-
tura factorial obtenida en este estudio fue de cinco
factores, eliminando 4 preguntas que no saturaban
en ningún factor o que se comportaban como re-
activos complejos. Estos ítems fueron: ansiedad por
separación, búsqueda de atención, expresión afecti-
va, y modicación de planes. Este resultado de cinco
factores contrasta con el estudio original de Lemos y
Londoño (2006) que plantea seis factores de análisis.
En la estructura factorial que se propone para el
cuestionario de dependencia emocional, se pasaría
de 23 ítems a 19 ítems. La propuesta se hace tenien-
do como soporte y evidencia los estudios explora-
torios y conrmatorios realizados al cuestionario. La
estructura del instrumento sería la siguiente. El fac-
tor 1, ansiedad de separación, está compuesto por
los ítems 4, 6, 7, 8, 15 y 17, para un total de seis reac-
tivos. Este factor hace referencia a los sentimientos
de miedo que le produce la posibilidad de termi-
nación de una relación sentimental al dependiente.
Estas emociones negativas están acompañadas de
activación siológica, motora, conductual y cogniti-
va que se activan cuando no está la pareja, sobre-
valorándola y considerándola necesaria para vivir.
El factor 2, expresión afectiva de la pareja, está con-
formado por los ítems 11, 12, 13 y 14, para un total
de cuatro reactivos. Este fue el único factor que no
recibió cambios, se conservó de igual forma que en
la escala original (Lemos & Londoño, 2006), y hace
referencia al comportamiento y expresión emocio-
nal de la persona causado por ideas de abandono
por parte de la pareja evidenciando sentimientos
de inseguridad. Por lo tanto, los dependientes emo-
cionales reejan acciones de búsqueda de atención
constante, además de la expresión afectiva excesiva
hacia la pareja con el n de rearmar el amor que se
siente hacia al otro, para así eludir sentimientos de
malestar (Castelló, 2005; Lemos et al., 2007; Hoyos
et al., 2007; Santamaría et al., 2015).
El factor 3, miedo a la soledad, se encuentra con-
formado por los ítems 1, 18, 19, para un total de tres
reactivos, y conserva los ítems originales de la es-
cala (Lemos & Londoño, 2006). Este se reere a la
necesidad excesiva de tener una pareja, la cual le
brinde afecto y apoyo incondicional, ya que, sin ella,
el dependiente presentaría un malestar mayor y una
necesidad de estar acompañado, sintiendo terror
al pensar en estar solo. El factor 4, modicación de
planes, está conformado por los reactivos 16, 21 y
22. Hace referencia a los cambios en sus planes que
está dispuesta asumir la persona dependiente, con
tal de mantenerse en la relación y cerca de su pareja,
y describe las conductas realizadas por la persona
con el propósito de satisfacer a la pareja dejando de
lado criterios personales necesarios en la formación
de la identidad (Castelló, 2012; Estévez et al., 2018).
El quinto factor se denominó expresión límite, que
incluye los reactivos 9, 10 y 20. Esta dimensión se re-
ere a situaciones en las que una relación amorosa se
ve amenazada o a punto de terminar, y el dependien-
te emocional puede experimentar un impacto devas-
tador. Enfrentarse a la soledad y perder el rumbo en
la vida resulta tan abrumador que puede llevar a la
persona a actuar impulsivamente, incluso, con autoa-
gresiones (Castelló, 2005; Bornstein et al., 2002).
Estos cambios en la agrupación de los factores
no afectan la validez teórica del cuestionario de de-
pendencia emocional, por el contrario, van a facili-
tar las interpretaciones que se hagan de las perso-
nas basadas en las puntuaciones de prueba. Como
se observó, no se modicaron los nombres de los
factores y siguió asumiendo la postura original de
la prueba planteada (Lemos & Londoño, 2006).
En cuanto a los análisis del estudio conrmato-
rio, se evidenció que los cinco factores encontrados
muestran índices de bondad de ajuste adecuados
en todas las pruebas realizadas. Adicionalmente, la
estructura factorial permite armar que se cuenta
con un instrumento válido y able para medir la de-
pendencia emocional.
Cuestionario de dependencia emocional CDE
Actualidades en Psicología, 39(138), 2025.
115
INICIO MÉTODO RESULTADOS DISCUSIÓN REFERENCIAS
Al revisar la estructura de cinco factores obteni-
da en el presente estudio, se encuentra que frente
al original se diere en un factor, pues la original es
de seis factores. Los índices de bondad de ajuste del
presente estudio sustentan la estructura factorial.
Cabe resaltar que, en el estudio original de Lemos
y Londoño (2006), no se había realizado un análisis
factorial conrmatorio. En el estudio de Méndez et
al. (2012), realizado con población mexicana, se en-
contró una estructura factorial de 2 factores deno-
minados ansiedad de separación y expresión límite.
Estos resultados no concuerdan con los obtenidos
por la presente investigación (5 factores). En otro
estudio realizado por Coppolino et al. (2015), con
estudiantes italianos, encontró una estructura fac-
torial de cinco factores, que sí concuerda con esta
investigación, pero que no incluye el factor de ex-
presión límite porque no logra un adecuado ajuste.
En el presente estudio, este factor sí fue incluido en
los 5 obtenidos.
Ventura y Caycho (2016), en Perú, analizaron las
propiedades psicométricas de la escala, donde en-
contraron la existencia de un solo factor que expli-
caba la varianza de la escala. Estos resultados no
concuerdan con este estudio, ya que el modelo rival
de un factor fue descartado por su bajo nivel de
ajuste. Posteriormente, en Colombia se estudió la
invarianza métrica del CDE y se encontró invarianza
métrica fuerte en la variable sexo y en la variable
de presencia o ausencia de pareja. Para realizar sus
análisis, las personas investigadoras obtuvieron la
estructura factorial de la escala que ajustó a una es-
tructura pentafactorial, que concuerda con el pre-
sente estudio, pero se diferencia al igual del que
comentaba que el factor de expresión límite no ob-
tiene buenos indicadores de ajuste.
El trabajo más reciente, realizado por Chicaiza
y Tobar-Viera (2023) con estudiantes ecuatorianos,
mostró una estructura factorial de 5 dimensiones
con niveles de abilidad superiores a .93. Estos re-
sultados están acordes con la investigación realiza-
da; se siguen manteniendo los cinco factores, pero
están diferenciándose del tipo de factor. En el pre-
sente análisis, la dimensión búsqueda de atención
no ajusta al modelo, debido a que solo posee dos
reactivos en el factor. Todos los estudios comenta-
dos reportaron índices de abilidad altos, que con-
cuerdan con los obtenidos en esta investigación.
De acuerdo con la presente revisión, es de alta
importancia la aplicabilidad de la escala CDE en di-
ferentes contextos, para detectar posibles tenden-
cias o comportamientos relacionados con la de-
pendencia emocional y otros asociados.
En cuanto a las limitaciones, se puede hacer refe-
rencia al tipo de muestreo no probabilístico por con-
veniencia, dado que no se logró realizar de forma
aleatoria, que es lo más adecuado. Otra limitación
es la administración de los instrumentos de forma
virtual, que podría aumentar el error porque no se
dispone de un control en la administración del cues-
tionario, así como las muestras desbalanceadas de
hombres y mujeres. Finalmente, si bien la muestra se
evidencia de diversos lugares del país, la recolección
se hizo en el contexto cercano a la zona céntrica, lo
que puede limitar la generalización de los hallazgos.
Otras investigaciones similares deberían estudiar
las propiedades del cuestionario en otros contex-
tos, así como el estudio de la sensibilidad y especi-
cidad de cuestionario, el funcionamiento diferencial
de los ítems (DIF), y la baremación para este con-
texto y otros similares.
En conclusión, los resultados sugieren un instru-
mento con evidencias de validez adecuadas, con una
estructura factorial de cinco factores raticada por los
datos y altos niveles de abilidad para la medición de
la dependencia emocional en población colombiana.
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