Роль семьи в детском благополучии: почему подростки из полных семей больше удовлетворены жизнью?

Контекст и актуальность. Дети, растущие в полных семьях с двумя родными родителями, как правило, демонстрируют несколько более высокие показатели благополучия и успешности по сравнению с детьми из неполных и смешанных (с одним неродным родителем) семей, однако мало известно о психологических причинах и механизмах этой связи.
Цель. Изучить роль удовлетворенности отношениями в семье как медиатора влияния структуры семьи на различные составляющие благополучия.
Гипотезы. 1) Удовлетворенность отношениями в семье, жизнью, собой и показатели школьного благополучия выше у подростков из полных семей по сравнению с подростками из неполных и смешанных семей, 2) удовлетворенность отношениями в семье выступает медиатором, опосредующим влияние структуры семьи на психологическое благополучие подростков.
Методы и материалы. Участники: учащиеся 5–11-х классов (N = 2844, M = 13,31; SD = 2,06: 51% девочек, 49% мальчиков). Для оценки благополучия использовалась многомерная шкала удовлетворенности жизнью и невербальная методика оценки отношения к жизни и школе.
Результаты. С помощью дисперсионного анализа обнаружено, что структура (тип) семьи показывает слабые, но значимые эффекты на удовлетворенность подростков жизнью независимо от их пола и возраста. Кроме того, подростки из полных семей по сравнению с подростками из неполных и смешанных семей значимо больше удовлетворены своей семьей и отношениями в ней. С помощью структурного моделирования продемонстрировано, что психологическое благополучие подростка зависит не от структуры семьи как таковой, а от его удовлетворенности ею, что, в свою очередь, предсказывает отношение к жизни, себе, друзьям и школе.
Выводы. Удовлетворенность отношениями в семье выступает медиатором, полностью опосредующим влияние структуры семьи на психологическое благополучие подростков. Практический смысл исследования состоит в том, что разработка психологических тренингов для родителей, направленных на умение разрешать конфликты, повышение качества отношений с подростками, с учетом специфики межличностной ситуации развития, присущей именно этому типу семьи, может смягчить риски неблагополучного развития детей, растущих в неполных и смешанных семьях.

Введение

В большинстве стран мира растет число неполных семей, как за счет увеличения числа матерей, не вступающих в брак, так и за счет роста разводов (Гурко, 2020). В России также отмечается рост этого показателя, за последние два десятилетия он вырос в 1,8 раза и достиг 38,5% (2022), из них 81% – семьи с матерями-одиночками (Селиванова, Коробкова, 2024). Этот процесс сопровождается ослаблением семейных связей в современных индустриализированных странах (Global Mind Project, 2026). Рост числа неполных семей связывают с ростом индивидуализма в обществе, толерантностью к внебрачным связям и матерям-одиночкам, изменением роли женщины в обществе (Гурко, 2020).

Благополучие детей и подростков – ключевой показатель их оптимального развития. Психологическое благополучие – это оценка человеком качества своей жизни, связанная с его психическим здоровьем, успешностью и продуктивностью (Lyubomirsky, King, Diener, 2005). В современных исследованиях психологического благополучия в качестве его ключевых показателей рассматриваются удовлетворенность жизнью в целом и ее отдельными аспектами (Сычев и др., 2018).

Связь структуры семьи и благополучия подростков

Зарубежные исследования свидетельствуют о том, что воспитание в неполной семье связано с меньшими показателями благополучия и удовлетворенности жизнью (Amato, 2005, 2010; Daryanani et al., 2016; Park, Lee, 2020; Sun, 2001), в том числе во взрослом возрасте (Richter, Lemola, 2017). Подростки из неполных семей по сравнению со сверстниками из полных обнаруживают более высокие показатели неблагополучия, депрессии, тревоги (Daryanani et al., 2016; Lin, Yi, 2018; Park, Lee, 2020). У таких подростков больше интернализованных и экстернализированных расстройств (Daryanani et al., 2016; Kuruczova et al., 2020; Lee, Joo, 2022), ниже самооценка (Lawrence, Adebowale, 2023), выше проявления девиантного поведения (Amato, 2005; Svensson, Johnson, 2022). Исследования с использованием строгих методов сбора и анализа данных убеждают в наличии каузальных негативных эффектов отсутствия отца на благополучие детей, причем наиболее убедительные доказательства получены для таких показателей, как социально-эмоциональная адаптация детей, психическое здоровье во взрослом возрасте, а также окончание средней школы либо досрочное прекращение учебы (McLanahan, Tach, Schneider, 2013).

Российские исследования также свидетельствуют в пользу большего благополучия подростков из полных семей по сравнению с подростками из неполных и смешанных семей, причем результаты были получены с помощью разных методик, оценивающих благополучие (Лето и др., 2019; Одинцова, Радчикова, 2025; Семья и др., 2025). В недавнем исследовании на большой репрезентативной выборке российских подростков было показано, что наименьший уровень благополучия обнаруживается у подростков, живущих без родителей, с бабушкой или дедушкой, несколько более высокий уровень демонстрируют подростки, живущие с одним из родителей (матерью или отцом), и самый высокий – с двумя родителями (Семья и др., 2025). Однако поскольку в выборке не выделялся такой распространенный на сегодняшний день тип семьи, как семья с отчимом или мачехой, получивший название смешанной семьи,  остается неясным, как отличаются подростки из полных семей с родными родителями от подростков, растущих в смешанных и неполных семьях. Поэтому в нашем исследовании раздельно анализируются дети, растущие в полных, неполных и смешанных семьях.

Исследования, сравнивающие уровень благополучия детей и подростков из семей, отличающихся от полной семьи с двумя биологическими родителями, дают противоречивые результаты. С одной стороны, существуют данные о схожем уровне эмоционального благополучия и проблем с поведением подростков 11–17 лет из семей с одной матерью и семей с отчимом в отличие от детей из полных семей (Grüning Parache et al., 2024). На российской выборке также были показаны сходство детей, растущих в неполных с одним родителем и смешанных семьях, и их отличия от детей из полных семей по показателям удовлетворенности жизнью, вовлеченности в учебу и успеваемости (Одинцова, Радчикова, 2025). Некоторые исследования показывают, что подростки, растущие в семьях с матерями-одиночками, в отличие от подростков, живущих с матерью, имеющей мужа или партнера, демонстрируют меньшее психическое здоровье, интернализированные и экстернализированные симптомы (Daryanani et al., 2016). С другой стороны, есть международные данные, свидетельствующие о том, что подростки, живущие в смешанной семье, могут быть более уязвимы в контексте благополучия, чем подростки из других типов неполных семей (Herke, Knöchelmann, Richter, 2020; Park, Lee, 2020; Schütz, Bedin, Sarriera, 2019). Таким образом, результаты носят противоречивый характер и убеждают в необходимости более дифференцированного анализа данных по разным структурам семей. Это также свидетельствует в пользу изучения потенциально разных условий развития детей в этих типах семей, их разной межличностной ситуации развития.

Удовлетворенность отношениями в семье как медиатор связи между структурой семьи и благополучием

Несмотря на наличие данных о меньшем благополучии детей и подростков из неполных и смешанных семей, остается неясным, что стоит за этими результатами, какие внутренние и внешние факторы включены в этот процесс. В контексте изучения психологических механизмов наиболее важным представляется изучение роли отношений в семье, удовлетворенности этими отношениями, а также семейной поддержки и благоприятного стиля воспитания как медиаторов влияния разных типов структуры семьи на благополучие.

Например, на выборке подростков 11–15 лет из европейских стран показано, что в большинстве стран подростки из смешанных и неполных семей (слитая выборка) по сравнению с подростками из полных семей ощущают меньшую поддержку родителей, что, в свою очередь, выражается в меньшей удовлетворенности подростков жизнью (Zaborskis et al., 2022). На репрезентативной выборке немецких подростков 12-13 лет показано, что дети значимо менее удовлетворены жизнью, когда живут в неполных семьях, по сравнению с полными, при этом вклад фактора структуры семьи значительно слабее фактора семейной сплоченности и позитивных детско-родительских отношений (Herke et al., 2020). Анализ специфики стиля воспитания показывает, что матери-одиночки с большей вероятностью прибегают к психологически контролирующему и отвергающему стилю взаимодействия, что предсказывает более высокую частоту экстернализированных расстройств и депрессивных симптомов у их детей-подростков, особенно у девочек (Daryanani et al., 2016). С другой стороны, ряд исследований также показывают, что теплые отношения в семье, поддержка семьи могут смягчить риски развития и стресс детей, растущих в неполных семьях (Amato, 2005; Lin, Yi, 2018).

Важным фактором, влияющим на понимание роли структуры семьи в психологическом развитии детей и подростков, является культура, определяющая обязанности матери и отца при воспитании ребенка, толерантность общества в отношении матерей-одиночек, социальная политика государства в отношении их поддержки (Гурко, 2020; Woessmann, 2015). Недавнее этнографическое исследование показало значимые кросс-культурные различия в заботе о детях бабушек и дедушек со стороны матери и отца ребенка (Semenova et al., 2025). Так, показано, что российские дети получают больше заботы со стороны родителей матери, чем отца, в то время как в американских семьях имеет место обратная картина: в США родители отца, а не матери больше вовлечены в заботу о ребенке, а в бразильских семьях отмечался относительно низкий уровень вовлеченности в заботу о ребенке бабушек и дедушек со стороны обоих родителей. Эти результаты ставят вопрос о специфике эффектов жизни в неполной семье с матерью для российских детей и, в частности, позволяют предположить менее негативные эффекты жизни с одной матерью.

Настоящее исследование направлено на изучение различий между подростками из трех характерных на сегодняшний день в России типов семей – полных, неполных и смешанных семей с отчимом – в удовлетворенности семьей и различных показателях благополучия. Теоретическим основанием исследования являются концепции благополучия, подчеркивающие роль теплых и надежных межличностных отношений в развитии благополучия человека, в частности модель PERMA М. Селигмана (Селигман, 2025), рассматривающая благоприятные отношения как ключевой фактор благополучия.

Гипотезы. Исходя из анализа литературы, мы предполагаем, что 1) удовлетворенность отношениями в семье, удовлетворенность жизнью, собой и показатели школьного благополучия выше у подростков из полных семей по сравнению с подростками из неполных и смешанных семей, 2) удовлетворенность отношениями в семье является медиатором, опосредующим влияние структуры семьи на психологическое благополучие подростков.

Материалы и методы

В исследовании приняли участие 2844 учащихся 5–11 классов (средний возраст M = 13,31; SD = 2,06) из двух больших школ Москвы, состав выборки представлен в табл. 1. Исследование проводилось в бланковой форме, в классе, в присутствии двух психологов, при полной анонимности и добровольности участия.

Таблица 1 / Table 1

Примечание. Среди неполных семей большую часть составляют семьи с матерью (556 семей, 93% от числа всех неполных семей).

Note. Among single-parent families, the majority were mother-headed families (556 families, 93% of all single-parent families).

Для оценки удовлетворенности отношениями в семье использовался сокращенный вариант субшкалы «Семья» из Многомерной шкалы удовлетворенности жизнью ШУДЖИ (Сычев и др., 2018). Из 6 пунктов были оставлены 4 утверждения, отражающие наличие позитивных, поддерживающих отношений в семье: «Мне нравится проводить время с родителями», «Мои родители занимаются со мной интересными вещами», «Члены моей семьи хорошо обращаются друг с другом», «Родители справедливо относятся ко мне». Коэффициенты внутренней согласованности всех шкал приведены в табл. 2.

Структура семьи оценивалась с помощью одного вопроса, подростков просили указать, с кем они в настоящее время живут – с мамой, папой, отчимом, мачехой. Семьи с мачехами были исключены из дальнейшего анализа из-за небольшого их числа (N = 2) и цели исследовать достаточно распространенные, типичные семьи. В результате были сформированы три группы подростков - из полных семей, неполных семей (с мамой) и смешанных семей (с отчимом) (см. Табл. 1).

Для оценки показателей психологического благополучия использовались две методики – вербальная и невербальная. Удовлетворенность собой, друзьями, учителями и школой измерялась с помощью соответствующих субшкал Многомерной шкалы удовлетворенности жизнью (ШУДЖИ) – «Я сам», «Друзья», «Учителя», «Школа» (Сычев и др., 2018).

В качестве невербального показателя удовлетворенности жизнью использовалась методика «Лица» (Andrews, Withey, 1976), состоящая из трех серий из 7 лиц – от грустного к счастливому, позволяющая оценить отношение к жизни, школе и классу.

Анализ данных проводился с использованием методов описательной статистики, корреляционного анализа, t-критерия Уэлча, однофакторного дисперсионного анализа Уэлча, теста Геймса-Хауэлла и структурного моделирования. Вычисления проводились с помощью программы Mplus 8 и среды статистического анализа R. В ходе дисперсионного анализа для оценки размера эффекта вычислялся коэффициент ω² (с помощью пакета WAnova для R), который подобно величине η² дает оценку доли объясняемой дисперсии, однако является менее смещенной оценкой. Для интерпретации его величины использовались следующие ориентиры: 0,01 – слабый эффект, 0,06 – умеренный, 0,14 – сильный эффект (Kirk, 1996). Для анализа возможных взаимодействий факторов использовался непараметрический аналог двухфакторной ANOVA (Scheirer, Ray, Hare, 1976). Структурное моделирование в Mplus проводилось с использованием метода максимального правдоподобия с робастной оценкой стандартных ошибок и статистикой YBχ² (MLR). Путевые коэффициенты в структурной модели были стандартизированы, для дихотомических предикторов использовалась стандартизация по зависимой переменной (опция STDY в Mplus), позволяющая интерпретировать коэффициенты как разность средних между группами в долях стандартных отклонений. Для оценки статистической значимости опосредованных эффектов использовался бутстреп-анализ (5000 выборок).

Результаты

Описательная статистика и корреляции между переменными приведены в табл. 2. Все показатели удовлетворенности жизнью продемонстрировали ожидаемые статистически значимые связи друг с другом, при этом величина корреляций варьировалась в пределах от 0,24 до 0,67.

Таблица 2 / Table 2

Примечание / Note. *** – p ≤ 0,001.

Результаты сравнения по полу с помощью t-критерия показали, что у мальчиков выше оценки по удовлетворенности отношениями в семье, отношениями с учителями, а также отношению к жизни и классу (все p ≤ 0,001), при этом размер эффекта d Коэна указывает на слабую величину эффектов (0,15–0,22).

Дисперсионный анализ значения возрастной группы (класса) для показателей удовлетворенности отношениями в семье и удовлетворенности жизнью продемонстрировал, что его эффекты статистически значимы для всех этих показателей, за исключением отношения к жизни, однако величина эффекта возраста (ω²) не превышала 1%. Для большинства показателей отмечалось снижение от 6 к 9 классам и повышение в 10–11 классах.

Результаты дисперсионного анализа зависимости удовлетворенности жизнью от структуры семьи приведены в табл. 3. Статистически значимые эффекты структуры семьи обнаружились для всех показателей удовлетворенности жизнью, но их величина в большинстве случаев составляет менее 0,01 (1% объясняемой дисперсии) и лишь для удовлетворенности отношениями в семье она немного выше: 0,017. Таким образом, эффект структуры семьи на удовлетворенность жизнью подростков в целом является слабым. Для подростков из трех типов семей показатели удовлетворенности жизнью наглядно представлены на рис. 1 и 2, на рис. 3 представлены особенности позитивного отношения к жизни, школе и классу.

Таблица 3 / Table 3

Примечание. M – среднее, SD – стандартное отклонение. Буквы в надстрочных индексах иллюстрируют результаты апостериорного критерия Геймса-Хауэлла. Одна и та же буква в двух группах означает, что они однородны, разные буквы указывают на статистически значимые различия (p ≤ 0,05). Две буквы в верхнем индексе («ab») означают, что данная группа существенно не отличается ни от группы «a», ни от группы «b», в то время как группы «a» и «b» значительно отличаются друг от друга.

Note. M – means, SD – standard deviations. Letters in superscripts illustrate the results of Games-Howell post-hoc test. The same letter in two groups means that they are homogeneous, different letters indicate on statistically significant differences (p ≤ 0,05). Two letters in superscripts (“ab”) means that this group do not significantly differ from either the group “a” or the group “b”, while groups “a” and “b” differ significantly from each other.

По большинству показателей дети из полной семьи статистически значимо отличаются от обеих других групп, за исключением удовлетворенности друзьями и собой (значима только разность между полными и неполными семьями), а также позитивного отношения к жизни (значима только разность между полными семьями и семьями с отчимом). При этом в группах из неполных семей и семей с отчимом не обнаружилось статистически значимых различий между собой. Результаты оценки двухфакторных взаимодействий структуры семьи как с полом, так и с классом не показали их статистической значимости. Следовательно, структура семьи оказывает аналогичные эффекты на удовлетворенность подростков жизнью независимо от их пола и возраста.

Для проверки предположения об опосредованных через удовлетворенность отношениями в семье связях структуры семьи с показателями удовлетворенности жизнью в разных сферах было проведено структурное моделирование. В качестве предикторов удовлетворенности рассматривались дихотомические переменные, отражающие категории «неполная семья» и «семья с отчимом», в то время как категория «полная семья» рассматривалась в качестве базового уровня для сравнения и не была включена в модель для избежания мультиколлинеарности. Предполагалось, что этими показателями определяется удовлетворенность отношениями в семье, опосредующая связь семейной структуры с удовлетворенностью в других сферах жизни и позитивным отношением к жизни. Чтобы выявить возможные частично опосредованные эффекты, была проанализирована насыщенная модель, в которой допускались все эффекты структуры семьи на остальные переменные. Такой анализ показал, что статистически значимыми являются только эффекты структуры семьи на удовлетворенность отношениями в семье, в то время как все непосредственные эффекты на удовлетворенность в других сферах незначимы.

В следующей модели эти незначимые непосредственные эффекты были зафиксированы равными нулю, что соответствует предположению о полностью опосредованной через удовлетворенность отношениями в семье связи ее структурных характеристик с удовлетворенностью в разных жизненных сферах. Ковариация между типами семьи не оценивалась, но и не фиксировалась, что обеспечило учет связи между предикторами при оценке модели. Такая модель (рис. 4) показала отличное соответствие данным: χ² = 6,37; df = 8; p = 0,606; CFI = 1; TLI = 1; RMSEA < 0,001; 90%-ый доверительный интервал для RMSEA: 0-0,019; PCLOSE = 1; N = 2844.

Приведенные на рис. 4 эффекты структурных характеристик семьи на удовлетворенность отношениями в семье указывают, что в неполной семье по сравнению с полной удовлетворенность отношениями в семье ниже на 0,31 стандартных отклонения (SD), а в семье с отчимом – на 0,35 SD, то есть наблюдаются примерно равные по величине эффекты. Структурой семьи объясняется 2% дисперсии удовлетворенности отношениями в семье.

Результаты анализа опосредованных эффектов (табл. 4) свидетельствуют о том, что величина таких эффектов лежит в пределах от 0,10 до 0,17 для разных типов семей, и все они имеют высокую статистическую значимость.

Таблица 4 / Table 4

Примечание. SE – стандартная ошибка, Z – Z-статистика, p – уровень значимости.

Note. SE – standard deviation, Z – Z-test, p – statistical significance.

Отрицательная величина приведенных в табл. 4 коэффициентов означает, что оба типа структуры семьи (неполная и с отчимом) показывают обратную связь с различными показателями удовлетворенности жизнью, опосредованную через удовлетворенность отношениями в семье.

Обсуждение результатов

Наше исследование посвящено роли семьи в благополучии, а именно – роли структуры семьи и удовлетворенности отношениями в семье в различных составляющих психологического благополучия подростков. В отличие от многих исследователей, показывающих изолированную роль структуры семьи как фактора развития подростка, опираясь на современные психологические теории благополучия, в частности, модель PERMA М. Селигмана (Seligman, 2011), мы используем системный психологический подход к анализу источников благополучия, позволяющий увидеть значительно более полную картину роли структуры семьи в благополучии.

Наша первая гипотеза в целом подтверждена, по большинству показателей дети из полной семьи статистически значимо отличаются от обеих других групп, по всем показателям группы из неполных семей и семей с отчимом не показали статистически значимых различий между собой, и структура семьи оказывает аналогичные эффекты на удовлетворенность подростков жизнью независимо от их пола и возраста. При этом наши результаты уточняют данные о более высоком уровне благополучия российских подростков из полных семей (Одинцова, Радчикова, 2025; Семья и др., 2025). Результаты нашего исследования в первую очередь согласуются с результатами М.А. Одинцовой и Н.П. Радчиковой (2025), также выделявших неполные семьи и семьи с отчимами, однако свидетельствуют в пользу определенной специфики (не)благополучия в этих типах семей.

Консистентный эффект, указывающий на более высокие показатели благополучия у подростков из полных семей, был обнаружен в части удовлетворенности отношениями в семье и школьного благополучия (все 4 показателя), специфика – в отношении удовлетворенности собой, друзьями и жизнью. В целом результаты исследования показывают, что вклад фактора структуры семьи является слабым и объясняет около 2% дисперсии удовлетворенности семьей и не более 1% дисперсии других показателей благополучия. Значительно более существенным фактором удовлетворенности жизнью, объясняющим от 12 до 25% дисперсии разных ее показателей, является субъективная оценка качества отношений в семье – удовлетворенность ими. Слабость обнаруженных эффектов позволяет предположить, что негативные последствия структуры семьи для благополучия могут быть успешно компенсированы психологическими интервенциями, однако для этого необходимо более глубокое понимание механизмов и опосредующих звеньев связи структуры семьи с благополучием.

Наша вторая гипотеза также была подтверждена. Ключевой результат исследования, подтвержденный с помощью структурного моделирования, состоит в том, что удовлетворенность отношениями в семье полностью опосредует связь структуры семьи с показателями благополучия и удовлетворенности разными аспектами жизни российских подростков. Это означает, что психологическое благополучие ребенка зависит не от структуры семьи как таковой, структура семьи влияет на благополучие прежде всего через качество отношений в семье, которое снижено в семьях с одинокой матерью и семьях с отчимом. То есть центральное значение для детского благополучия имеет не структура семьи как таковая, а удовлетворенность ребенка отношениями в семье. Именно удовлетворенности отношениями в семье следует уделять основное внимание, рассматривая ее в качестве важнейшего индикатора и мишени для психологических интервенций, в том числе при оценке рисков, связанных с разводом родителей и новым браком. Сведения о структуре семьи подростка должны дополняться информацией о качестве отношений в семье, так как факт пребывания ребенка в неполной семье недостаточно информативен для оценки его благополучия.

Вывод о полной медиации отличается от данных, полученных на выборке эстонских подростков, где структура семьи (полная/неполная) вносила и прямой, и опосредованный через поддержку семьи вклад в удовлетворенность жизнью подростков (Zaborskis et al., 2022), что может свидетельствовать о роли культуры во влиянии структуры семьи на благополучие. При этом наши данные хорошо согласуются с исследованиями, показывающими важную роль семейных отношений в благополучии подростков (Гордеева, Сычев, 2023; Herke et al., 2020), а также исследованием Lin и Yi (2018), показавших, что наличие полной семьи с конфликтным браком оказывает негативное влияние на психологическое благополучие подростков, сравнимое с негативными эффектами разведенной семьи.

Сходство подростков из неполных и смешанных семей в их удовлетворенности отношениями в семье и различных показателях благополучия свидетельствует о том, что для их благополучия важно не количество вовлеченных в этот процесс взрослых, а воспринимаемое качество отношений в семье. Полученные результаты также показывают, что отсутствие отца, а не наличие отчима является фактором снижения удовлетворенности семьей и благополучия подростков.

К преимуществам данного исследования стоит отнести анализ системы показателей благополучия в трех характерных типах семей с помощью надежных адаптированных на российских выборках шкал. Будущие исследования могут дополнить данную картину семейных источников благополучия качеством школьного климата и отношений с учителями и одноклассниками как потенциальных источников благополучия подростков из разных типов семей. Также представляют интерес результаты подобного анализа удовлетворенности семьей и жизнью у детей из приемных семей, а также воспитывающихся бабушками и дедушками.

Заключение

В исследовании обнаружено, что подростки из полных семей показали более высокие оценки удовлетворенности жизнью в сравнении с подростками из неполных семей (по семи из восьми показателей) и подростками из семей с отчимом (по шести из восьми показателей), однако эти эффекты были слабыми, что соответствует зарубежным данным. Ключевой результат исследования состоит в том, что подростки из полных семей по сравнению с подростками из неполных и смешанных семей значимо больше удовлетворены своими отношениями в семье и отношениями в ней, причем удовлетворенность отношениями в семье выступает медиатором, опосредующим влияние структуры семьи на позитивное отношение к жизни, себе, друзьям и школе. Таким образом, результаты свидетельствуют о том, что низкая удовлетворенность жизнью подростков из неполных и смешанных семей полностью определяется менее благополучными отношениями в семье. При этом удовлетворенность подростка семьей имеет и важное самостоятельное значение для различных показателей благополучия, и она может существенно отличаться, в том числе у подростков из полных семей.

Результаты проведенного исследования существенным образом дополняют предыдущие данные о роли структуры семьи в благополучном развитии российских детей и подростков и свидетельствуют о важности разработки психологических программ поддержки семьи, обучающих родителей эффективной коммуникации, поддержке у детей удовлетворенности базовых психологических потребностей в автономии, компетентности и связанности с другими. Полученные результаты свидетельствуют о важности внимания психологов не только к детям, растущим с матерями-одиночками, но и к детям из смешанных семей, растущим без родных отцов, как входящим в потенциальные группы риска неблагополучия. Позитивный практический смысл исследования состоит в том, что неблагоприятная структура семьи – не приговор; такой психологический фактор, как удовлетворенность отношениями в семье, может смягчить риски неблагополучного развития подростков, растущих в неполных и смешанных семьях.

Ограничения. Исследование не лишено ограничений, к которым можно отнести прежде всего неучет социально-экономического статуса семей подростков. Однако исследования на российских выборках подростков показывают, что социально-экономический статус не вносит значимого вклада в показатели благополучия и психического здоровья (Гордеева, Сычев, 2023; Козлова, Слободская, Ахметова, 2014) или вносит слабый вклад (Лето и др., 2019).

Limitations. The study is not without limitations, which include, first of all, the failure to take into account the socioeconomic status  of adolescent families. However, studies on Russian adolescent samples show that socioeconomic status does not significantly contribute to well-being and mental health (Kozlova et al., 2014; Gordeeva, Sychev, 2023) or makes a weak contribution (Leto et al., 2019).

1. Гордеева, Т.О., Сычев, О.А. (2023). От чего зависит психологическое благополучие российских подростков: анализ результатов PISA 2018. Сибирский психологический журнал, 88, 85–104. https://doi.org/10.17223/17267080/88/5
   Gordeeva, T.O., Sychev, O.A. (2023). What Determines the Psychological Well-Being of Russian Adolescents: Analysis of PISA 2018 Results. Sibirskiy Psikhologicheskiy Zhurnal – Siberian journal of psychology, 88, 85–104. (In Russ.). https://doi.org/10.17223/17267080/88/5
2. Гурко, Т.А. (2020). Теоретические подходы к изучению трансформации института семьи. Социологический журнал, 1, 31–54. https://doi.org/10.19181/socjour.2020.26.1.7052
   Gurko, T.A. (2020). Theoretical Approaches towards Studying the Transformation of the Family Institution. Sociological Journal, 1, 31–54. (In Russ.). https://doi.org/10.19181/socjour.2020.26.1.7052
3. Козлова, Е.А., Слободская, Е.Р., Ахметова, О.А. (2014). Индивидуальные особенности и социально-экономические характеристики семьи как факторы психического здоровья детей. Культурно-историческая психология, 10(3), 46–53.
   Kozlova, E.A., Slobodskaya, E.R., Akhmetova, O.A. (2014). Individual and Socioeconomic Characteristics of Families as Factors of Mental Health in Children. Cultural-Historical Psychology, 10(3), 46–53. (In Russ.).
4. Лето, И.В., Варшал, А.В., Петренко, Е.Н., Слободская, Е.Р. (2019). Субъективное благополучие детей младшего школьного возраста: значение семейных факторов. Психологический журнал, 40(6), 18–30. https://doi.org/10.31857/S020595920007311-8
   Leto, I.V., Varshal, A.V., Petrenko, E.N., Slobodskaya, E.R. (2019). Subjective well-being in russian primary schoolchildren: the effect of family factors. Psikhologicheskii zhurnal, 40(6), 18–30. (In Russ.). https://doi.org/10.31857/S020595920007311-8
5. Одинцова, М.А., Радчикова, Н.П. (2025). Удовлетворенность жизнью и школьная вовлеченность российских подростков из разных типов семей. Социальные науки и детство, 6(3), 22–36. https://doi.org/10.17759/ssc.2025060302
   Odintsova, M.A., Radchikova, N.P. (2025). Life satisfaction and school engagement of Russian teenagers from different types of families. Social Sciences and Childhood, 6(3), 22–36. (In Russ.). https://doi.org/10.17759/ssc.2025060302
6. Селиванова, О.В., Коробкова, Н.Ю. (2024). Неполные семьи в регионах России: масштабы и социально-экономические характеристики. Социально-трудовые исследования, 54(1), 147–156. https://doi.org/10.34022/2658-3712-2024-54-1-147-156
   Selivanova, O.V., Korobkova, N.Yu. (2024). Single-parent families in Russian regions: scale and socio-economic characteristics. Social and labor research, 54(1), 147–156. (In Russ.). https://doi.org/10.34022/2658-3712-2024-54-1-147-156
7. Селигман М. (2025). Путь к процветанию: Новое понимание счастья и благополучия. М.: Альпина Паблишер.
   Seligman M. (2025). Flourish: A Visionary New Understanding of Happiness and Well-being Moscow: Alpina Publisher.
8. Семья, Г.В., Ослон, В.Н., Зайцев, Г.О., Колесникова, У.В. (2025). Взаимосвязь семейных контекстов и субъективного благополучия подростков. Психология и право, 15(4), 147–165. https://doi.org/10.17759/psylaw.2025150408
   Sem'ya, G.V., Oslon, V.N., Zaitsev, G.O., Kolesnikova, U.V. (2025). The relationship between family contexts and adolescent subjective well-being. Psychology and Law, 15(4), 147–165. (In Russ.). https://doi.org/10.17759/psylaw.2025150408
9. Сычев, О.А., Гордеева, Т.О., Лункина, М.В., Осин, Е.Н., Сиднева, А.Н. (2018). Многомерная шкала удовлетворенности жизнью школьников. Психологическая наука и образование, 6, 5–15. https://doi.org/10.17759/pse.2018230601
   Sychev, O.A., Gordeeva, T.O., Lunkina, M.V., Osin, E.N., Sidneva, A.N. (2018). Multidimensional Students’ Life Satisfaction Scale. Psychological Science and Education, 6, 5–15. (In Russ.). https://doi.org/10.17759/pse.2018230601
10. Amato, P.R. (2005). The impact of family formation change on the cognitive, social, and emotional well-being of the next generation. The Future of Children, 15(2), 75–96. https://doi.org/10.1353/foc.2005.0012
11. Amato, P.R. (2010). Research on Divorce: Continuing Trends and New Developments. Journal of Marriage and Family, 72(3), 650–666. https://doi.org/10.1111/j.1741-3737.2010.00723.x
12. Andrews, F.M., Withey, S.B. (1976). Social indicators of well-being: Americans’ perceptions of life quality. New York: Plenum Press.
13. Daryanani, I., Hamilton, J.L., Abramson, L.Y., Alloy, L.B. (2016). Single Mother Parenting and Adolescent Psychopathology. Journal of Abnormal Child Psychology, 44(7), 1411–1423. https://doi.org/10.1007/s10802-016-0128-x
14. Global Mind Project. (2026). Global Mind Health in 2025. URL: https://sapienlabs.org/wp-content/uploads/2026/02/Global-Mind-Health-in-2025-Report.pdf (viewed: 10.02.2026).
15. Grüning Parache, L., Vogel, M., Meigen, C., Kiess, W., Poulain, T. (2024). Family structure, socioeconomic status, and mental health in childhood. European Child & Adolescent Psychiatry, 33(7), 2377–2386. https://doi.org/10.1007/s00787-023-02329-y
16. Herke, M., Knöchelmann, A., Richter, M. (2020). Health and Well-Being of Adolescents in Different Family Structures in Germany and the Importance of Family Climate. International Journal of Environmental Research and Public Health, 17(18), 6470. https://doi.org/10.3390/ijerph17186470
17. Kirk, R.E. (1996). Practical Significance: A Concept Whose Time Has Come. Educational and Psychological Measurement, 56(5), 746–759. https://doi.org/10.1177/0013164496056005002
18. Kuruczova, D., Klanova, J., Jarkovsky, J., Pikhart, H., Bienertova-Vasku, J. (2020). Socioeconomic characteristics, family structure and trajectories of children’s psychosocial problems in a period of social transition. PLOS ONE, 15(6), e0234074. https://doi.org/10.1371/journal.pone.0234074
19. Lawrence, K.C., Adebowale, T.A. (2023). Adolescence dropout risk predictors: Family structure, mental health, and self-esteem. Journal of Community Psychology, 51(1), 120–136. https://doi.org/10.1002/jcop.22884
20. Lee, W.K., Joo, Y.S. (2022). Examining family processes linked to adolescent problem behaviors in single-mother families: The moderating role of school connectedness. Frontiers in Psychology, 13, 937698. https://doi.org/10.3389/fpsyg.2022.937698
21. Lin, W.-H., Yi, C.-C. (2018). Subjective Well-Being and Family Structure During Early Adolescence: A Prospective Study. The Journal of Early Adolescence, 39, 426–452. https://doi.org/10.1177/0272431618770785
22. Lyubomirsky, S., King, L., Diener, E. (2005). The benefits of frequent positive affect: Does happiness lead to success? Psychological bulletin, 131(6), 803–855. https://doi.org/10.1037/0033-2909.131.6.803
23. McLanahan, S., Tach, L., Schneider, D. (2013). The Causal Effects of Father Absence. Annual Review of Sociology, 39, 399–427. https://doi.org/10.1146/annurev-soc-071312-145704
24. Park, H., Lee, K.-S. (2020). The association of family structure with health behavior, mental health, and perceived academic achievement among adolescents: a 2018 Korean nationally representative survey. BMC Public Health, 20(1), 510. https://doi.org/10.1186/s12889-020-08655-z
25. Richter, D., Lemola, S. (2017). Growing up with a single mother and life satisfaction in adulthood: A test of mediating and moderating factors. PLOS ONE, 12(6), e0179639. https://doi.org/10.1371/journal.pone.0179639
26. Scheirer, C.J., Ray, W.S., Hare, N. (1976). The Analysis of Ranked Data Derived from Completely Randomized Factorial Designs. Biometrics, 32(2), 429–434. https://doi.org/10.2307/2529511
27. Schütz, F.F., Bedin, L.M., Sarriera, J.C. (2019). Subjective Well-Being of Brazilian Children from Different Family Settings. Applied Research in Quality of Life, 14(3), 737–750. https://doi.org/10.1007/s11482-018-9609-0
28. Seligman, M.E. (2011). Flourish: A visionary new understanding of happiness and well-being. Simon and Schuster.
29. Semenova, O., Figueredo, A.J., Zambrano, R., Tokumaru, R.S., Defelipe, R.P., Lucci, T.K., Salmon, C., Vogel, E., Butovskaya, M. (2025). A Cross-Cultural Analysis of Brazilian, Russian, and American Families. Social Evolution & History, 24(1), 171–197. https://doi.org/10.30884/seh/2025.01.08
30. Sun, Y. (2001). Family Environment and Adolescents’ Well-Being Before and After Parents’ Marital Disruption: A Longitudinal Analysis. Journal of Marriage and Family, 63(3), 697–713. https://doi.org/10.1111/j.1741-3737.2001.00697.x
31. Svensson, R., Johnson, B. (2022). Does it matter in what family constellations adolescents live? Reconsidering the relationship between family structure and delinquent behaviour. PLOS ONE, 17(4), e0265964. https://doi.org/10.1371/journal.pone.0265964
32. Woessmann, L. (2015). An international look at the single-parent family. Education Next, 15(2), 42–49. URL: https://sustainablefreedomlab.org/wp-content/uploads/2016/10/An-International-Look-at-the-Single-Parent-Family_-Family-structure-matters-more-for-U.S.pdf (viewed: 10.02.2026).
33. Zaborskis, A., Kavaliauskienė, A., Dimitrova, E., Eriksson, C. (2022). Pathways of Adolescent Life Satisfaction Association with Family Support, Structure and Affluence: A Cross-National Comparative Analysis. Medicina (Kaunas, Lithuania), 58(7), 970. https://doi.org/10.3390/medicina58070970