En los últimos años, se ha observado un incremento significativo del miedo al compromiso sentimental entre los jóvenes en el Perú, lo que refleja un cambio en la forma en que las nuevas generaciones perciben las relaciones de pareja. Este fenómeno parece estar influenciado por factores sociales, familiares y culturales, así como por la inestabilidad en las relaciones matrimoniales en el país. ⁽¹⁾

Según datos ⁽²⁾ Instituto Nacional de Estadística e Informática (INEI), el 53,8 % de la población ha experimentado algún tipo de violencia por parte de su pareja, lo que podría alimentar una visión negativa sobre el compromiso y los vínculos amorosos. A esto se suma el aumento de personas solteras y un crecimiento en las tasas de divorcio, que alcanzaron el 19 % en 2022, con un total de 19,229 divorcios registrados.

Teóricamente el miedo es una respuesta emocional fundamental y universal que ejerce un rol de supervivencia, ya que facilita a la persona detectar y manifestar una respuesta frente a un contexto de amenaza y peligro. ⁽³⁾ No obstante, cuando esta emoción se pone en marcha en situaciones de relación de pareja y es persistente se convierte en una limitación para el bienestar emocional. ⁽⁴⁾

Por otro lado, el compromiso se define como una decisión autónoma hacia la permanencia en una meta o proyecto a lo largo del tiempo. ^{( 5)} En el contexto de las relaciones interpersonales, especialmente en las relaciones de pareja, el compromiso implica una responsabilidad compartida, proyección a futuro, estabilidad emocional y fidelidad afectiva. Para Stenberng ⁽⁶⁾ en su estudio titulado, El triángulo del amor (A Triangular Theory of Love), el compromiso representa uno de los componentes fundamentales del amor, junto con la pasión y la intimidad. En otras palabras, asumir un compromiso implica poseer un cierto grado de madurez emocional, claridad personal y disposición para afrontar la incertidumbre inherente a las relaciones humanas. Cuando estas capacidades se encuentran fragilizadas, ya sea debido a vínculos tempranos inseguros, heridas emocionales no sanadas o conflictos internos no elaborados, es común que emerja el miedo al compromiso como una respuesta defensiva.

En este sentido, la juventud y la etapa de la adultez emergente constituyen contextos especialmente sensibles para el surgimiento del miedo al compromiso. Se define la adultez emergente⁽⁷⁾ como una fase que se extiende aproximadamente entre los 18 y 25 años, caracterizada por la exploración de la identidad, la inestabilidad, el enfoque en uno mismo, el sentimiento de estar en un "intermedio" y la posibilidad de transformar la vida. Esta etapa se acompaña de decisiones importantes en el ámbito académico, laboral y relacional, lo que puede generar una ambivalencia natural frente al compromiso. Por un lado, existe el deseo de establecer vínculos significativos; por otro, persiste la necesidad de conservar la libertad, la autonomía y la apertura a nuevas experiencias. Esta tensión puede fomentar la evitación o el temor frente a relaciones que demanden estabilidad, generando un patrón de miedo al compromiso.

Aunque muchos jóvenes valoran positivamente tener relaciones con otra persona, hay una tendencia cada vez más creciente a aplazar el compromiso formal por causa de numerosas circunstancias, de carácter estructural y emocional. ⁽⁸⁾ Entre éstas podemos encontrar el miedo al fracaso en la relación, la presión por el éxito profesional, la inestabilidad económica y las revelaciones de las relaciones familiares que no constituían ejemplos válidos. Estas circunstancias estimulan una cultura del "vínculo flexible" en la cual entender el compromiso amoroso como una amenaza del individuo hacia la autonomía personal. Desde un marco psicopedagógico se enfatiza que esta actitud no sólo niega el amor, afirmando este como algo puramente emocional, sino que da cuenta de una serie de inseguridades muy arraigadas que imposibilitan las alianzas amorosas que perduren en el tiempo. Esto resulta fundamental para poder llegar a comprender el miedo a los vínculos amorosos en el marco juvenil, donde las personas jóvenes se encuentran elaborando procesos de construcción de la identidad y la consolidación emocional.

Desde el enfoque del condicionamiento operante de Skinner, estas conductas de evitación pueden explicarse como respuestas aprendidas frente a experiencias relacionales negativas. Esta teoría es de gran soporte para el instrumento ya que nos permite comprender que las respuestas se consolidan por medio del refuerzo negativo, reduciendo progresivamente la manifestación de conductas relacionales saludables. ⁽⁹⁾ Complementariamente, la teoría del triángulo del amor de Sternberg plantea tres componentes esenciales para una relación: intimidad, pasión y compromiso que es el pilar para la construcción del instrumento. La ausencia o desequilibrio entre estos elementos puede dar lugar a relaciones inestables, débiles o inauténticas. ⁽¹⁰⁾

También identificaron que los jóvenes muestran una visión ambivalente sobre el amor y el compromiso, combinando el deseo de relaciones afectivas con una creciente desconfianza en su estabilidad. ⁽¹¹⁾ Muchos jóvenes manifiestan temor a perder su autonomía, lo que los lleva a evitar compromisos duraderos, influenciados por experiencias personales o del entorno. ⁽¹²⁾ Como consecuencia, se observa una tendencia a establecer lazos temporales, evitando profundizar en las relaciones para facilitar el desapego. ⁽¹³⁾ Esta dinámica también se refleja en la práctica creciente de relaciones simultáneas o múltiples, lo que desafía la concepción tradicional del compromiso. ⁽¹⁴⁾

Se destaca la importancia de identificar los factores que inciden en la calidad y estabilidad de las relaciones de pareja. Aunque el miedo al compromiso es una realidad global, en el contexto peruano persiste un vacío significativo en cuanto a estudios específicos sobre cómo se manifiesta este fenómeno entre los jóvenes. ⁽¹⁵⁾

En México, se validó una escala para medir el mantenimiento en relaciones de pareja, concluyendo que factores como el compromiso, la confianza y la comunicación son claves para la estabilidad. ⁽¹⁶⁾ También se desarrolló y validó una escala de dependencia emocional con niveles aceptables de confiabilidad y estructura factorial. ⁽¹⁷⁾ En Perú, la Escala de Calidad de Relación de Pareja (CRP-ASO) mostró resultados psicométricos favorables. ⁽¹⁸⁾

En Lima, un estudio sobre la construcción social del amor en jóvenes reveló que el compromiso está influido por experiencias previas y factores sociales. ⁽¹⁹⁾

En el ámbito regional, el miedo al compromiso sentimental ha sido poco explorado en la región de Puno. Sin embargo, algunos estudios han abordado factores relacionados con las relaciones afectivas. En Juliaca, se halló que los estilos de crianza influyen en la percepción de las relaciones, y que las familias rígidas tienden a generar evitación del compromiso por las expectativas sociales impuestas. ⁽²⁰⁾

La variable de estudio en la presente investigación se centra en el miedo al compromiso en relaciones sentimentales, definido como la dificultad para establecer vínculos afectivos duraderos. ⁽²¹⁾ Este fenómeno puede derivar en la evitación de relaciones profundas, el distanciamiento emocional y la dificultad para construir lazos afectivos estables. ⁽²²⁾ Las heridas emocionales, particularmente aquellas relacionadas con experiencias familiares disfuncionales, también pueden condicionar la forma en que una persona percibe el compromiso.

El objetivo general de esta investigación fue diseñar y analizar las propiedades psicométricas de una escala orientada a medir el miedo al compromiso sentimental en jóvenes de la región Puno. Los objetivos específicos incluyeron: determinar la validez de contenido mediante juicio de expertos, evaluar la validez de criterio mediante correlación con instrumentos afines y comprobar la validez de constructo a través del análisis factorial exploratorio. Estos procedimientos permitieron garantizar la coherencia, precisión y pertinencia del instrumento, respondiendo a una necesidad contextual desde una perspectiva rigurosa y fundamentada.

Se trata de un estudio instrumental, de corte transversal y con un enfoque cuantitativo, ya que su objeto es hallar evidencias de validez y confiabilidad de la escala. ⁽²³⁾

Respecto a la muestra, se contó con un muestreo no probabilístico intencional,⁽²⁴⁾ seleccionando a jóvenes en transición hacia la adultez temprana, en un rango de los 18 a los 40 años, ⁽²⁵⁾ los participantes, tanto hombres como mujeres, fueron reclutados de la región de Puno, incluyendo solo a aquellos que habían tenido una relación sentimental, que tengan entre 18 y 40 años, y dispuestos a participar. Se excluyó, a aquellos participantes casados o que no estuvieran dentro del rango de edad (>18, <40), también aquellos individuos que no deseaban contribuir en la investigación, llegando a la muestra de 503 participantes, valor que queda justificada, por recomendaciones de Arrogante que precisa multiplicar diez veces según la cantidad de ítems de la escala, ⁽²⁶⁾ siendo el cuestionario de 23 ítems

Respecto al instrumento, tiene el objetivo de medir el miedo al compromiso sentimental formal en 23 afirmaciones con escala Likert, donde las respuestas se califican desde 1 ("Totalmente en desacuerdo") hasta 5 ("Totalmente de acuerdo"). Los ítems son afirmaciones relacionadas con este miedo, y obtener un mayor puntaje refleja mucho miedo al compromiso sentimental.

Ya desarrollada la escala, se realizó la validación por 7 evaluadores experimentados, cada uno de ellos psicólogos con diferentes grados o especialidades en investigación y ciencias sociales, además de tener en consideración un lingüista para la revisión más específica de la redacción, quienes tuvieron el cargo de analizar la claridad, relevancia y representatividad; estas revisiones fueron procesadas por el coeficiente V de Aiken con IC al 95 % ⁽²⁷⁾ al final, los ítems que cumplían con intervalo mayor a 0,5 ⁽²⁸⁾ se rotulaban como válidos. Ya con la escala revisada se administró a la muestra para luego ser procesada por el software JASP para el AFE con rotación oblimin- oblicua; y con la misma muestra se utilizó un AFC con estimadores WLSMV y matrices policóricas en R-studio Los índices de ajuste de modelo respondieron a las recomendaciones ⁽²⁹⁾ que precisa un CFI y TLI >0,95 con SRMR y RMSEA <0,05.

En el proceso del estudio, se veló por el acato de las normas éticas por medio del empleo del consentimiento informado al 100 % de todos los participantes, garantizando que entendieran y aceptaran de manera voluntaria en la investigación. La investigación realizada se ejecutó bajo la normativa del Comité de Ética de la Facultad de Ciencias de la Salud de la Universidad Peruana Unión, aprobado mediante el expediente 2024-CEB-FCS-UPeU-246, asegurando salvaguardar los derechos y el bienestar de cada participante en el estudio.

Los resultados sociodemográficos revelan que, del total de encuestados, el 55,86 % (281) fueron mujeres, mientras que el 44,13 % (222) fueron hombres. En cuanto a la afiliación religiosa, el 57,25 % (289) se identificó como católica, el 29,62 % (149) como adventista del séptimo día, y el porcentaje restante corresponde a otras confesiones religiosas con menor representación. Respecto al grupo etario, el 47,91 % (241) de los participantes tenía entre 18 y 21 años, el 37,37 % (188) entre 22 y 25 años, y el resto se distribuyó en rangos de edad superiores.

Los resultados demostraron el grado de validez basada en el contenido mediante los intervalos de confianza al 95 % (z = 1,96) se precisa que todos los ítems alcanzaron un intervalo de confianza > 0,5 en cada uno de los criterios evaluados, demostrando pertinencia, no obstante, los ítems 9, 15 y 23 tienen IC más bajos en más de un criterio de validez.

Tabla 1 Tabla 1 Validez de contenido Tabla 1 Validez de contenido

Ítem	Relevancia			Representatividad			Claridad
	V	L95%	U95%	V	L95%	U95%	V	L95%	U95%
1	1,00	0,85	1,00	0,90	0,71	0,97	0,90	0,71	0,97
2	0,95	0,77	0,99	0,90	0,71	0,97	0,90	0,71	0,97
3	1,00	0,85	1,00	1,00	0,85	1,00	1,00	0,85	1,00
4	0,95	0,77	0,99	0,95	0,77	0,99	0,95	0,77	0,99
5	1,00	0,85	1,00	1,00	0,85	1,00	0,90	0,71	0,97
6	0,95	0,77	0,99	0,95	0,77	0,99	0,86	0,65	0,95
7	1,00	0,85	1,00	1,00	0,85	1,00	0,90	0,71	0,97
8	1,00	0,85	1,00	1,00	0,85	1,00	1,00	0,85	1,00
9	0,81	0,60	0,92	0,81	0,60	0,92	0,86	0,65	0,95
10	1,00	0,85	1,00	1,00	0,85	1,00	0,86	0,65	0,95
11	0,76	0,55	0,89	0,76	0,55	0,89	0,86	0,65	0,95
12	1,00	0,85	1,00	1,00	0,85	1,00	0,95	0,77	0,99
13	0,95	0,77	0,99	0,90	0,71	0,97	0,81	0,60	0,92
14	0,95	0,77	0,99	1,00	0,85	1,00	1,00	0,85	1,00
15	0,86	0,65	0,95	1,00	0,85	1,00	0,76	0,55	0,89
16	1,00	0,85	1,00	1,00	0,85	1,00	1,00	0,85	1,00
17	0,95	0,77	0,99	0,95	0,77	0,99	0,95	0,77	0,99
18	1,00	0,85	1,00	1,00	0,85	1,00	1,00	0,85	1,00
19	0,95	0,77	0,99	0,86	0,65	0,95	0,90	0,71	0,97
20	1,00	0,85	1,00	1,00	0,85	1,00	0,90	0,71	0,97
21	0,95	0,77	0,99	1,00	0,85	1,00	0,86	0,65	0,95
22	0,95	0,77	0,99	0,95	0,77	0,99	0,95	0,77	0,99
23	0,86	0,65	0,95	0,86	0,65	0,95	0,95	0,77	0,99

La tabla 2 expone los análisis descriptivos de los ítems evaluados. Se visualiza que los valores de asimetría y curtosis no sobre pasan el umbral de +/-1.5, lo que refiere que los ítems evidencian una distribución normal. En cuanto a la correlación ítem-test, se evidencia que la mayoría de los ítems tienen valores superiores a 0,3, con excepción el ítem 2, que muestra una correlación más baja (-0,0472), lo que sugiere que su relación con el test es más débil en comparación con los demás ítems.

Tabla 2 Tabla 2 Análisis descriptivo de la variable Tabla 2 Análisis descriptivo de la variable

Ítem Media DE Asimetría Curtosis R i-test Ítem 1 2,70 1,17 0.1326 -0,9443 0,5105 Ítem 2 3,57 1,16 -0,6079 -0,5125 -0,0472 Ítem 3 2,48 1,14 0,3766 -0,7132 0,5390 Ítem 4 2,57 1,21 0,3092 -0,9561 0,6149 Ítem 5 2,60 1,16 0,3011 -0,7875 0,4961 Ítem 6 2,32 1,09 0,6946 -0,0685 0,5914 Ítem 7 2,57 1,11 0,2319 -0,7538 0,6481 Ítem 8 2,56 1,18 0,4356 -0,6975 0,6702 Ítem 9 3,01 1,18 -0,0632 -0,8987 0,5370 Ítem 10 2,73 1,28 0,0529 -1,1790 0,5006 Ítem 11 2,85 113 -0,1842 -0,8726 0,5834 Ítem 12 2,60 1,23 0,2134 -1,0193 0,6142 Ítem 13 2,33 1,16 0,4782 -0,6863 0,5699 Ítem 14 2,49 1,17 0,2842 -0,9339 0,6891 Ítem 15 2,44 1,16 0,4213 -0,6584 0,6643 Ítem 16 2,33 1,07 0,4246 -0,5042 0,6514 Ítem 17 2,40 1,15 0,4646 -0,6633 0,6855 Ítem 18 2,73 1,21 0,1789 -0,8668 0,5595 Ítem 19 2,65 1,22 0,3559 -0,8242 0,6523 Ítem 20 2,50 1,17 0,3231 -0,8318 0,6800 Ítem 21 2,58 1,19 0,3515 -0,7827 0,6903 Ítem 22 2,56 1,16 0,3227 -0,7671 0,7192 Ítem 23 2,56 1,17 0,2661 -0,9140 0,7271

La Tabla 3 muestra los resultados del análisis factorial exploratorio (AFE) realizado con rotación oblicua (Oblimin), en el cual se excluyeron los ítems 2, 11 y 18 por baja correlación ítem-test. El índice KMO fue de 0,895 y la prueba de Bartlett resultó significativa (p < 0,001), confirmando la adecuación del análisis. Se identificaron tres factores con cargas adecuadas: el Factor 1 agrupó los ítems (4, 5, 6, 7, 8, 15, 16, 19 y 20); el Factor 2, los ítems (10, 12, 13, 17 y 22); y el Factor 3, los ítems (1, 3, 14, 21 y 23). Algunos ítems presentaron cargas cruzadas, lo que indica cierta interrelación entre dimensiones, evidenciando una estructura factorial válida y coherente.

Tabla 3 Tabla 3 Carga de factores antes y después del AFE Tabla 3 Carga de factores antes y después del AFE

	Factor 1	Factor 2	Factor 3	Unicidad
Ítem 1			0.681	0,519
Ítem 3			0.694	0,479
Ítem 4	0,392	0.361		0,447
Ítem 5	0,794			0,464
Ítem 6	0,605			0,569
Ítem 7	0,586			0,455
Ítem 8	0,881			0,227
Ítem 9				0,705
Ítem 10		0,332	0,413	0,611
Ítem 12		0,605	0,356	0,361
Ítem 13		0,506	0,351	0,535
Ítem 14		0,792		0,284
Ítem 15		0,881		0,231
Ítem 16		0,63		0,462
Ítem 17	0,313	0,521		0,421
Ítem 19	0,798			0,373
Ítem 20	0,689			0,35
Ítem 21	0,561			0,38
Ítem 22	0,451	0,385		0,314
Ítem 23	0,388		0,355	0,336

Nota. El método de rotación aplicado es oblimin.

La Tabla 4 presenta los índices de ajuste correspondientes a los cuatro modelos evaluados mediante análisis factorial confirmatorio. El valor de (χ²) disminuye progresivamente desde el Modelo 1 (χ² = 375.578, gl = 215) hasta el Modelo 3 (χ² = 290.401, gl = 174), mostrando mejoras graduales en el ajuste del modelo. No obstante, el Modelo 4 (χ² = 295.985, gl = 179) presentó el equilibrio más sólido, siendo finalmente seleccionado como el modelo definitivo. Este modelo obtuvo valores excelentes en los índices de ajuste incremental, destacando un CFI = 0,992 y un TLI = 0,991, por encima del umbral mínimo recomendado de 0,95. Asimismo, los valores de GFI (0,986) y NFI (0,980) reforzaron la consistencia estructural del instrumento. Con un (RMSEA = 0,054), con intervalo de confianza al 90 % entre 0,042 y 0,064, indicó un ajuste aceptable, mientras que el SRMR de 0,063 se mantuvo por debajo del valor crítico de 0,08. En conjunto, estos resultados confirman que el Modelo 4 ofrece un ajuste factorial robusto, respaldando su estructura latente como la más adecuada para representar la dimensión del estudio.

Tabla 4 Tabla 4 Análisis factorial confirmatorio

Índices	Modelo 1	Modelo 2	Modelo 3	Modelo 4
X2	375.578	325.158	290.401	295.985
df	215	194	174	179
TLI	0,988	0,990	0,990	0,991
CFI	0,990	0,991	0,992	0,992
GFI	0,983	0,985	0,986	0,986
NFI	0,976	0,979	0,980	0,980
SRMR	0,066	0,063	0,062	0,063
RMSEA	0,057	0,054	0,054	0,054
RMSEA IC	0,048-0,067	0,044-0,065	0,043-0,065	0,042-0,064

Nota . El modelo original tiene 6 dimensiones con 23 ítems bajo rotación oblicua, el modelo 2 tiene 6 dimensiones de 22 ítems (se excluye el ítem 2), el modelo 3 tienen 6 dimensiones de 21 ítems (excluyendo los ítems 2 y 18) y el modelo 4 tienen 5 dimensiones (se unieron la dimensión emocional y cognitiva) sin los ítems 2 y 18.

La figura 1 presenta el modelo original con 23 ítems, donde cada dimensión expone sus respectivos indicadores según el AFC. Cada uno anota indicadores estandarizados superiores a 0,07, lo que sugiere su optima agrupación con el factor asociado. Sin embargo, el ítem 2 representa una carga factorial de 0,11, lo que propone una baja relación con su factor latente y un aporte mínimo al modelo. Además, la covarianza entre los factores es de 0,95, evidenciando una relación relevante. Estos resultados indican un ajuste conveniente del modelo propuesto y justifica la eliminación de los ítems 2 y 18, así como la unión de las dimensiones, social y emocional

Figura 1 Modelo original

La Figura 2 presenta el Modelo 4, resultado de la depuración del modelo original tras la eliminación del ítem 2 y 18 y la unión de las dimensiones emocional y cognitivo. Se observa que los 21 ítems restantes mantienen cargas factoriales superiores a 0,07, lo que indica una adecuada representación de cada dimensión dentro del AFC. En particular, las covarianzas más altas se observan entre los factores las dimensiones (social) y (pasado) con un valor de 0,87. Los cambios hechos en este modelo mejoran la estructura, cuya covarianza sigue siendo de 0,95, lo que evidencia una asociación significativa. Estos hallazgos respaldan la solidez del ajuste del modelo propuesto.

Figura 2 Modelo 1

La Tabla 5 presenta los índices de confiabilidad del instrumento, calculados mediante los coeficientes Alfa de Cronbach y Omega de McDonald, los cuales evidencian una consistencia interna sólida a nivel general (α = 0,924; ω = 0,923). Como parte del proceso de validación, se excluyeron los ítems 2 y 18 debido a su baja correlación ítem-test, y se integraron las dimensiones emocional y cognitivo en una sola categoría, lo que permitió optimizar la estructura del instrumento. La dimensión emocional/cognitivo fue la que alcanzó los niveles más altos de confiabilidad (α = 0,837; ω = 0,838), seguida de las dimensiones conductual (α = 0,827; ω = 0,828), pasado y experiencias previas (α = 0,810; ω = 0,811) y social (α = 0,754; ω = 0,766), todas con valores adecuados. Por su parte, la dimensión relacional obtuvo una confiabilidad moderada (α = 0,660; ω = 0,677), lo que indica una consistencia aceptable, aunque susceptible de fortalecimiento en futuras aplicaciones. En conjunto, estos resultados respaldan la solidez psicométrica del instrumento tras su depuración.

Tabla 5 Tabla 5 Confiabilidad por consistencia interna

Factor	Omega de Mc Donal	Alfa de Cronbach
Emocional y cognitivo	0,838 [IC95% 0,806 – 0,870]	0,837 [IC95% 0,802 – 0,867]
Relacional	0,677 [IC95% 0,604 – 0,750]	0,660 [IC95% 0,577 – 0,729]
Pasado y experiencias previas	0,811 [IC95% 0,771 – 0,851]	0,810 [IC95% 0,766 – 0,847]
Social	0,766 [IC95% 0,711 – 0,823]	0,754 [IC95% 0,693 – 0,805]
Conductual	0,828 [IC95% 0,779 – 0,869]	0,827 [IC95% 0,787 – 0,861]
General	0,923 [IC95% 0,909 – 0,938]	0,924 [IC95% 0,908 – 0,937]

Los resultados obtenidos validan la estructura factorial del instrumento, respaldando su aplicabilidad para medir el miedo al compromiso sentimental en jóvenes. La eliminación del ítem 2 y 18 resultó beneficiosa, ya que mejoró los indicadores de ajuste y la consistencia interna del instrumento. Al comparar los resultados obtenidos con estudios previos, como los desarrollados con la Escala de Miedo Generalizado ⁽³⁰⁾ y la Escala de Dependencia Emocional, ⁽³¹⁾ se observaron similitudes consistentes en los índices de confiabilidad y validez factorial. Esta convergencia de hallazgos contribuye a reforzar la solidez psicométrica del instrumento propuesto, respaldando su pertinencia para evaluar constructos afectivos.

El ítem 2 y 18 fue eliminado a causa de su bajo rendimiento en AFE, también se unieron las dimensiones de cognitivo y emocional mejorando la estructura del AFC.

Los resultados obtenidos reflejan niveles significativos de miedo al compromiso sentimental en la población evaluada, lo cual puede ser interpretado desde una perspectiva conductual y afectiva. Según el enfoque del condicionamiento operante de Skinner, esta conducta de evitación se comprende como una respuesta aprendida frente a experiencias relacionales previas que funcionaron como reforzadores negativos, generando un patrón de escape ante situaciones afectivas similares. Por otro lado, la teoría triangular del amor de Sternberg aporta un marco afectivo que permite entender cómo el miedo al compromiso interfiere directamente en una de las dimensiones fundamentales del amor: el compromiso, debilitando así la posibilidad de establecer relaciones duraderas y emocionalmente estables.

Los hallazgos también coinciden con estudios que relacionan la inestabilidad emocional y el contexto social con el miedo al compromiso. Investigaciones previas han destacado que la modernidad líquida ⁽¹³⁾ y la idealización de relaciones a través de redes sociales ⁽³²⁾ pueden reforzar el rechazo a compromisos duraderos. Estos factores podrían explicar por qué los jóvenes en Perú muestran una tendencia creciente a la convivencia en lugar del matrimonio.

En términos de aplicabilidad, la escala desarrollada representa un avance significativo en la medición del miedo al compromiso sentimental. No obstante, aunque el instrumento ha demostrado propiedades psicométricas iniciales sólidas, aún no se encuentra listo para su aplicación clínica, ya que requiere procesos posteriores como la baremación, validación cruzada y establecimiento de puntos de corte normativos.

Una de las principales limitaciones es que el estudio utilizó un muestreo no probabilístico, lo que impide la generalización de los resultados a toda la población. Por tanto, se recomienda cautela al extender los hallazgos a otros grupos distintos al estudiado. La muestra estuvo compuesta solo por jóvenes, lo cual restringe la amplitud del análisis a otros rangos de edad o estados civiles.

Solo una vez completados estos procedimientos, podrán utilizarse de manera fiable en contextos clínicos o educativos para identificar perfiles individuales, orientar intervenciones psicoterapéuticas, y comprender cómo el miedo al compromiso se relaciona con otras variables relevantes. En ese sentido, se sugiere que futuras investigaciones profundicen en la relación entre esta variable y factores como la autoestima, los estilos de apego y la influencia del contexto familiar, a fin de enriquecer su poder explicativo y su utilidad diagnóstica.

Por otro lado, se recomienda aplicar la escala en diferentes contextos geográficos, ampliar la muestra e incluir análisis multigrupo por sexo y edad, así como continuar con la baremación y estudios de validez predictiva.

El presente estudio logró construir y validar una escala psicométrica confiable para evaluar el miedo al compromiso sentimental en jóvenes. Se demostró una estructura factorial adecuada con buenos índices de ajuste y consistencia interna general (α = 0,924; ω = 0,923). La eliminación del ítem 2 y 18 mejoró la calidad del instrumento sin afectar la validez general.

Sin embargo, se identificó que las dimensiones relacional y social presentan índices de confiabilidad moderados, lo que sugiere una posible revisión en futuros estudios. Además, el uso de un muestreo no probabilístico limita la generalización de los hallazgos a otras poblaciones.

En conclusión, la escala desarrollada representa una herramienta válida y confiable para medir el miedo al compromiso sentimental en jóvenes, proporcionando una base para futuras investigaciones y estrategias de intervención en salud emocional. Desde una perspectiva teórica, los hallazgos se respaldan en la teoría del triángulo del amor de Sternberg y el condicionamiento operante de Skinner, las cuales explican la relación entre experiencias tempranas, estilos vinculares y el miedo al compromiso.

Financiamiento: la investigación realizada fue autofinanciada, sin recibir apoyo de alguna institución externa. Los gastos referentes al estudio tanto la implementación, material logístico y otros recursos, fueron asumidos por las investigadoras. Garantizando la trasparencia de la investigación desarrollada

Conflicto de intereses: los autores refieren y declaran no tener.

Declaración de contribución: Abigail Camila Apaza Anahua, Keren Mileny Corahua Quispe y Eddy Wildmar Aquize Anco desarrollaron la recopilación de información, el diseño de la escala, el análisis de datos, la construcción de la tabla, la interpretación de resultados, así como la discusión y formulación de conclusiones.