Введение
Подростковый возраст – период интенсивного взросления, поиска идентичности, быстрого изменения социального статуса, который метко описан Ф.М. Достоевским в «Дневнике писателя»: «дитя уже вышло из детства и появилось лишь неготовым человеком, робко и дерзко желающим поскорее ступить свой первый шаг в жизни» (Достоевский, 2010, с. 223). Противоречивость, конфликтность и неустойчивость внутреннего мира подростка становятся источником стресса для всей семьи. Наряду с нормативными трудностями взросления, семьи сталкиваются и с другими стрессами (межличностного и немежличностного плана), что создает дополнительную нагрузку на всю семейную систему. Тем не менее семья остается главным источником стабильности, поддержки, благополучия и рассматривается как важнейший «микросоциальный фактор» для подростков (Лактионова, 2017). Большое значение имеет наличие необходимых семейных психологических ресурсов, а также способность семьи имеющиеся ресурсы сохранять, восстанавливать и преобразовывать, то есть быть жизнеспособной.
Несмотря на то, что концепция жизнеспособности семьи, разработанная Ф. Уолш и объединяющая функционирование семьи в трех основных измерениях: система убеждений, организационные модели и коммуникативные процессы, получила широкое распространение в отечественных и зарубежных исследованиях, само понятие «жизнеспособность семьи» признается неоднородным. Под ним понимают: интерактивный процесс, благодаря которому семья как единое целое мобилизует коллективные ресурсы для противостояния стрессу и восстановления после него, одновременно поддерживая благополучие всех ее членов (Walsh, 2016); защитный фактор, снижающий тревожность и депрессию, укрепляющий семейные связи и улучшающий взаимодействие внутри нее (Maurović, Liebenberg, Ferić, 2020); «активное использование семьей своих ресурсов, соответствующих сложности ситуации, разнообразие стратегий совладания, эволюцию ресурсов, адаптацию их к изменениям и, наконец, развитие» (Махнач, 2024, с. 398).
Исследования показывают, что жизнеспособность семьи имеет большое значение для подростков: защищает от проблем, связанных с нарушением психического здоровья, способствует развитию сильных сторон личности и благополучию (Yu et al., 2025); повышает эмоциональную гибкость в процессе семейного общения и эмоционального взаимодействия (Ao et al., 2025); поддерживает успешную психологическую адаптацию при хронических заболеваниях (Chen et al., 2024); является коллективным продуктом общего и интерактивного процесса взаимодействия с родителями в условиях вооруженных конфликтов (Finklestein, Pagorek-Eshel, Laufer, 2022).
Подмечено, что самыми сильными являются впечатления детства, которые «уносятся в жизнь» (Достоевский, 2010, с. 621) и на основе которых выстраиваются будущие семьи. Так, установлено, что подростки, являющиеся свидетелями конфликтов между родителями или вовлеченные в них, усваивают дисфункциональное поведение своих родителей (Koçak, 2024); подтверждена межпоколенческая передача симптомов депрессии, связанная с конфликтной, стресс-напряженной семейной средой (Jin et al., 2025); дискриминационный опыт передается подросткам через негативное поведение родителей, влияет на качество семейных отношений и благополучие (Zhang et al., 2024).
В противовес этому ряд других исследований показывает, что жизнеспособность семьи становится фактором жизнеспособности человека на протяжении всей его жизни (Лактионова, 2017); ослабляет воздействие неблагоприятного детского опыта и может прервать межпоколенческую передачу травмы (Polavarapu, Singh, Adhikari, 2025).
Становится очевидным, что жизнеспособность семьи является ключевым ресурсом для развития подростков и поддерживает их в данном сложном переходном периоде. Для глубокого изучения восприятия жизнеспособности семьи самим подростком возникает проблема измерения данного многомерного конструкта. В исследованиях жизнеспособности семьи наиболее популярным вариантом является «Шкала оценки жизнеспособности семьи» (FRAS) М. Сиксби (Sixbey, 2005), разработанная для взрослых на основе концепции Ф. Уолш. Данная шкала получила широкое распространение, поскольку ее структура иллюстрирует процесс адаптации всей семьи к разным контекстам, но в разных исследованиях включает разное количество пунктов (от 6 до 54). Шкала переведена на китайский (Chiu et al., 2019; Chu et al., 2021; Boqiong-Tian et al., 2024; Tang et al., 2024), польский (Nadrowska, Błazek, Lewandowska-Walter, 2021), турецкий (Kaya, Arici, 2012), русский (Гусарова и др., 2021; Гусарова и др., 2024) и другие языки; адаптирована на выборках разных культур (Китай и США) (Chow et al., 2022); используется и для подростков (Chen et al., 2024; Shen et al., 2025).
Метаанализ (Demir, Demircioğlu, 2024) надежности Шкалы оценки жизнеспособности семьи показал, что приводимые авторами хорошие показатели надежности не дают достаточного представления о конструктных свойствах FRAS, на которые следует ориентироваться при исследованиях более молодых возрастных групп. Следовательно, для проверки психометрических свойств FRAS на выборках подростков требуются дополнительные исследования, на что обратили внимание ученые из Китая (An, Cheng, Yue, Yuan, 2024), Малайзии (Hamzah et al., 2023) и Сингапура (Chew, Haase, 2016). Китайская версия (FRAS-CR) была адаптирована на выборке подростков от 11 до 17 лет из семей мигрантов (N = 1487, 47,6% девочек), включала 40 пунктов и 4 субшкалы: «Семейное общение и решение проблем», «Поддержка позитивного мировоззрения», «Семейная связность» и «Использование социально-экономических ресурсов». Конфирматорный факторный анализ (КФА) показал приемлемое соответствие пересмотренной четырехфакторной модели: χ²/df = 2,39, CFI = 0,91, TLI = 0,91, RMSEA (90% ДИ) = 0,047 (0,044–0,050), SRMR = 0,040. Результаты не подтвердили исходную структуру из шести факторов, что объясняется культурным контекстом и характеристиками участников. Субшкала «Духовность семьи» сразу была удалена, так как большинство китайцев следуют личным этическим стандартам, не полагаясь на верховное божество. Были удалены и пункты, содержащие поощрение индивидуальности, что противоречит китайской коллективистской культуре. Среди ограничений данного исследования обозначена нестабильность факторной структуры и пунктов некоторых из субшкал. Малазийская версия FRS-Malay (Hamzah et al., 2023), состоящая из четырех пунктов, была разработана для подростков от 10 до 19 лет (N = 169) и молодежи от 20 до 24 лет (N = 182). На основе инструкции: «Когда ваша семья сталкивается с проблемами, как часто вы будете делать следующее…» предлагалось ответить на 4 утверждения: «Обсуждаем вместе, что делать» (ясность коммуникации), «Работаем вместе, чтобы решить наши проблемы» (совместное решение проблем), «Знаем, что у нас есть сильные стороны, на которые можно опереться» (позитивное мировоззрение), «Сохраняем надежду даже в трудные времена» (осмысление невзгод). Однако в статье не обозначено, по какому принципу отбирались данные пункты. КФА показал хорошее соответствие модели: SRMR = 0,023 (< 0,08), CFI = 0,991 (> 0,95), TLI = 0,974 (> 0,95), RMSEA (90% ДИ) = 0,076 (0,000–0,187). Проверены психометрические характеристики взрослого варианта FRAS на выборке подростков с эпилепсией из Сингапура (Chew, Haase, 2016). Авторы сохранили 54 пункта, получив семифакторную структуру (смыслообразование и позитивный взгляд на жизнь; духовность; гибкость и семейная связность; ресурсы – сообщество; ресурсы – соседи; ясность и открытое выражение эмоций; совместное решение проблем). Представлены сведения о надежности субшкал, которая варьирует от 0,93 до 0,97. Других вариантов данной методики для подростковой аудитории в доступных источниках не обнаружено.
Таким образом, китайский и сингапурский варианты недостаточно практичны из-за объема, так как возникает риск снижения мотивации подростков. В китайском варианте утрачена субшкала духовности семьи. Малазийская версия чрезмерно упрощает многомерность феномена «жизнеспособность семьи», ориентирована на ее общий уровень. Кроме того, большинство существующих методик жизнеспособности семьи адаптированы для взрослых, но используются для подростков (Chen et al., 2024; Shen et al., 2025) без надлежащей проверки психометрических характеристик, хотя показано, что восприятие семьи взрослыми и подростками существенно различается (Chen et al., 2024).
Для преодоления методологического противоречия между необходимостью сохранить многомерность конструкта «Жизнеспособность семьи» с учетом оптимального количества утверждений и ограниченностью использования взрослых версий для подростков нами был разработан краткий вариант FRAS20-RIIА на основе Шкалы оценки жизнеспособности семьи для взрослых FRAS-RII (Гусарова и др., 2024). Целью данной работы была проверка психометрических характеристик этого варианта шкалы оценки жизнеспособности семьи (FRAS20-RIIА) на выборке российских подростков от 13 до 18 лет.
Материалы и методы
Участники исследования. В исследовании приняли участие 616 подростков в возрасте от 13 до 18 лет (средний возраст составил 16,2 ± 1,0 года; медиана = 17 лет), среди них подростков женского пола 84,7%. Для сравнения по возрасту было выделено две возрастные группы: 13–15 лет (N = 156) и 16–18 лет (N = 460).
Методики. Участникам исследования была предложена Шкала оценки жизнеспособности семьи FRAS-RII (Гусарова и др., 2024) в варианте для взрослых (40 пунктов и пять субшкал). Неблагоприятные семейные события, о которых необходимо было указать в процессе заполнения методики, были разделены на типы: отсутствие такого события (такого события не было), немежличностные (смерть близкого человека, переезд, болезнь и т.п.), межличностные (ссоры, развод родителей, конфликты и т.п.), внутриличностные (апатия, депрессия, переходный возраст), множественные (перечислено несколько событий одновременно) и события, о которых подросток не захотел говорить (это личное, не хочу говорить об этом).
Для проверки внешней валидности использовалась Многомерная шкала удовлетворенности жизнью ШУДЖИ (Сычев и др., 2018), измеряющая удовлетворенность в разных областях: семья, школа, учителя, я сам, друзья.
Дополнительно к психодиагностическим методикам подростки отвечали на вопросы о социо-демографических характеристиках: возраст, пол, состав семьи (ответы на открытый вопрос «С кем ты живешь?»). Ответы на последний вопрос кодировались по типу семьи: полная («живу с папой и мамой», «с родителями и сестрой» и т.д.; N = 427); неполная («с мамой», «с мамой и бабушкой»; N = 143); смешанная («с бабушкой, мамой, отчимом», «с мамой, отчимом и моей сестрой» и т.д.; N = 35). Ответы: «с кошкой», «с друзьями (закрытая школа)», не кодировались (N = 11).
Процедура. Данные собирались с помощью Яндекс-формы. Информированное согласие на участие в исследовании было предоставлено родителями подростков.
Статистический анализ. Для проверки внутренней согласованности методики использовались коэффициенты альфа Кронбаха, коэффициенты половинного расщепления Гутмана и конфирматорный факторный анализ (КФА). Для сравнения групп разного возраста, пола, типа семьи и вида неблагоприятного семейного события по всем пяти субшкалам методики FRAS20-RIIА использовался двухфакторный дисперсионный анализ.
Результаты
Для сокращения методики выборка была разделена случайным образом в статистическом пакете SPSS на две примерно одинаковые части: 315 и 301 человек. Две случайные выборки были эквивалентны по возрасту (t(614) = 0,72; р = 0,47) и полу (c2 = 0,19; df = 1; p = 0,67). Для первой подвыборки (N = 315) на основании статистики (минимальные альфы Кронбаха при исключении пункта) и содержания пунктов (максимально вариативное содержание) было отобрано по 4 утверждения для каждой субшкалы методики. Затем были рассчитаны показатели внутренней согласованности для этой подвыборки (табл. 1). Статистический анализ показал высокую внутреннюю надежность: альфы Кронбаха выше 0,80 во всех случаях, кроме субшкалы «Принятие и гибкость»; индексы соответствия КФА показали либо хорошее (CFI, TLI, SRMR, CMIN/DF), либо приемлемое соответствие (GFI, RMSEA).
Показатели внутренней согласованности были рассчитаны для второй подвыборки и для всей выборки (табл. 1). Альфы Кронбаха оказались выше, чем для первой подвыборки, а при объединении выборок показали хорошую согласованность (не ниже 0,75). КФА также обнаружил приемлемое соответствие модели полученным данным (табл. 1). Показатели CFI и TLI оказались выше 0,90, а в некоторых случаях выше 0,95, что демонстрирует хорошее соответствие; индекс CMIN/DF оказался менее 3 для каждой из подвыборок и менее 3,5 для всей выборки, что является хорошим соответствием, так как этот показатель зависит от размера выборки. Индекс GFI равен 0,89, что немного ниже порогового значения 0,90, но так как для N > 100 «GFI ≥ 0,93 либо SRMR ≤ 0,08 указывает на приемлемое соответствие» (Cho et al., 2020, с. 197), то в нашем случае модель имеет устойчивую структуру. Кроме того, пятифакторная модель с четырьмя пунктами на каждый фактор оказалась инвариантна как для случайных подвыборок, так и для пола и возраста респондентов (Приложение В, табл. В1).
Таким образом, краткий вариант методики, сохраняющий структуру, но включающий по 4 пункта в каждой субшкале, обладает достаточной внутренней согласованностью и надежностью. Полная версия новой краткой формы методики FRAS20-RIIА представлена в Приложении А.
Таблица 1 / Table 1
Показатели внутренней согласованности методики FRAS20-RIIА
Internal consistency indicators of the FRAS20-RIIА
|
Шкалы методики FRAS20-RIIА / FRAS20-RIIА scales |
Выборки / Samples |
|||||
|
N = 315 |
N = 301 |
N = 616 |
||||
|
α |
β |
α |
β |
α |
β |
|
|
Семейная коммуникация и связность / Family Communication and Connectedness |
0,87 |
0,88 |
0,90 |
0,90 |
0,89 |
0,89 |
|
Позитивный прогноз и решение проблем / Positive Outlook and Problem Solving |
0,89 |
0,88 |
0,90 |
0,89 |
0,90 |
0,89 |
|
Принятие и гибкость / Acceptance and Flexibility |
0,72 |
0,70 |
0,78 |
0,81 |
0,75 |
0,76 |
|
Социальные ресурсы / Social Resources |
0,89 |
0,90 |
0,87 |
0,91 |
0,88 |
0,90 |
|
Духовность семьи / Family Spirituality |
0,89 |
0,92 |
0,91 |
0,92 |
0,90 |
0,92 |
|
Жизнеспособность семьи (общий балл) / Family Resilience Assessment Scale overall score |
0,95 |
0,96 |
0,96 |
0,97 |
0,96 |
0,96 |
|
Индексы согласованности КФА / CFA Fit Indices |
||||||
|
GFI |
0,89 |
0,88 |
0,89 |
|||
|
CFI |
0,95 |
0,95 |
0,96 |
|||
|
TLI |
0,94 |
0,94 |
0,95 |
|||
|
CMIN/DF |
2,50 |
2,60 |
3,49 |
|||
|
SRMR |
0,05 |
0,05 |
0,04 |
|||
|
RMSEA [-95%; +95%] |
0,069 [0,061; 0,078] |
0,073 [0,065; 0,082] |
0,064 [0,058; 0,069] |
|||
Примечание: α – альфа Кронбаха; β – коэффициент половинного расщепления Гутмана; GFI – индекс соответствия; CFI – сравнительный индекс соответствия; TLI – индекс Такера-Льюиса; CMIN/DF – хи-квадрат / степени свободы; SRMR – стандартизированный среднеквадратичный остаток; RMSEA [-95%; +95%] – среднеквадратичная ошибка аппроксимации с ее 95% доверительным интервалом.
Note: α – Cronbach's alpha; β – Guttman split-half coefficient; GFI – Goodness of Fit Index; CFI – Comparative Fit Index; TLI – Tucker-Lewis Index; CMIN/DF – Chi-Square / Degrees of Freedom; SRMR – Standardized Root Mean Squared Residual; RMSEA [-95%; +95%] – Root Mean Square Error of Approximation with its 95% confidential interval.
Для проверки внешней валидности были рассчитаны коэффициенты корреляции всех субшкал и общего балла FRAS20-RIIА со шкалами Многомерной шкалы удовлетворенности жизнью (табл. 2). Самые сильные связи FRAS20-RIIА (от 0,56 до 0,84) были получены со шкалой «Семья», которая характеризует удовлетворенность подростков их отношениями с членами семьи. Следующие по величине связи (от 0,40 до 0,49) обнаружены со шкалой «Я сам», которая описывает удовлетворенность подростка самим собой, позитивное отношение к себе и субъективное представление о мнении о нем других людей.
Таблица 2 / Table 2
Коэффициенты корреляции Пирсона шкал методики FRAS20-RIIА со шкалами методики ШУДЖИ
(N = 616)
(N = 616)
Pearson correlation coefficients of the FRAS20-RIIA scales with the MSLSS scales (N = 616)
|
Шкалы методики FRAS20-RIIА / FRAS20-RIIА scales |
Многомерная шкала удовлетворенности жизнью (ШУДЖИ) / Multidimensional scale of life satisfaction of schoolchildren (MSLSS) |
||||||||
|
|
|
|
|
|||||
|
Семейная коммуникация и связность / Family Communication and Connectedness |
0,82 |
0,29 |
0,32 |
0,45 |
0,26 |
||||
|
Позитивный прогноз и решение проблем / Positive Outlook and Problem Solving |
0,77 |
0,24 |
0,27 |
0,45 |
0,30 |
||||
|
Принятие и гибкость / Acceptance and Flexibility |
0,75 |
0,22 |
0,26 |
0,40 |
0,29 |
||||
|
Социальные ресурсы / Social Resources |
0,56 |
0,26 |
0,27 |
0,41 |
0,37 |
||||
|
Духовность семьи / Family Spirituality |
0,80 |
0,28 |
0,30 |
0,44 |
0,29 |
||||
|
Жизнеспособность семьи (общий балл) / Family Resilience Assessment Scale overall score |
0,84 |
0,29 |
0,32 |
0,49 |
0,34 |
||||
Примечание: все коэффициенты корреляции статистически значимы на уровне р < 0,01.
Note: all correlation coefficients are statistically significant at the p < 0,01 level.
Статистический анализ не показал различий по возрастным группам (13–15 лет и 16–18 лет): в дисперсионном анализе не обнаружено ни главного эффекта переменной «Возраст» (F(1,614) = 1,77; p = 0,18), ни взаимодействия возраста со Шкалой FRAS20-RIIА (F(4,2456) = 0,46; p = 0,77).
Сравнения всех субшкал FRAS20-RIIА по полу показали отсутствие взаимодействия (F(4,2456) = 1,05; p = 0,38), но обнаружено наличие главного эффекта небольшой величины (F(1,614) = 7,34; p = 0,007; h2 = 0,01). Это означает, что все характеристики жизнеспособности семьи подростки мужского пола оценивают выше, чем подростки женского пола (рис. 1). Полная описательная статистика по подросткам всей выборки и для разных подгрупп приведена в Приложении В, табл. В2.
Рис. 1. Средние значения по шкалам методики FRAS20-RIIА для подростков разного пола
(N = 616): вертикальные отрезки обозначают 95% доверительный интервал
(N = 616): вертикальные отрезки обозначают 95% доверительный интервал
Fig. 1. FRAS20-RIIА scales means for male and female adolescents (N = 616):
vertical bars denote 95% confidence intervals
vertical bars denote 95% confidence intervals
Подростки из разных типов семей (полная/неполная/смешанная) по-разному оценили жизнеспособность своих семей: самые высокие оценки у подростков из полных семей, а самые низкие – из смешанных (с отчимами/мачехами). Дисперсионный анализ показал наличие главного эффекта средней величины (F(2,602) = 7,95; p < 0,001; h2 = 0,03) при отсутствии взаимодействия (F(8,2408) = 1,85; p = 0,06). Полная описательная статистика по подросткам из разных типов семей приведена в Приложении В (табл. В2).
Таким образом, статистический анализ подтверждает как внутреннюю согласованность методики FRAS20-RIIА, так и ее внешнюю валидность.
Рис. 2. Средние значения по шкалам методики FRAS20-RIIА в зависимости от типа семьи: вертикальные отрезки обозначают 95% доверительный интервал
Fig. 2. FRAS20-RIIА scales means depending on the type of family: vertical bars denote 95% confidence intervals
Двухфакторный дисперсионный анализ не показал статистически значимого взаимодействия Типа неблагоприятного семейного события и Шкалы FRAS20-RIIА (F(4,2440) = 1,17; p = 0,27), но выявил главный эффект фактора «тип неблагоприятного семейного события» (F(5,610) = 16,55; p < 0,001; h2 = 0,12) с большой величиной эффекта. Иными словами, при разных неблагоприятных событиях в семье ее жизнеспособность проявляется по-разному, и это характерно для всех аспектов (шкал) жизнеспособности. Следовательно, закономерность изменения различных характеристик жизнеспособности семьи в зависимости от типа ситуации будет одинакова. На рис. 3 представлена зависимость общего балла FRAS20-RIIА от типа неблагоприятного события в семье (однофакторный дисперсионный анализ F(5,610) = 16,55; p < 0,001; h2 = 0,12).
Рис. 3. Средние значения общего балла методики FRAS20-RIIА в зависимости от типа неблагоприятного семейного события (N = 616)
Fig. 3. FRAS20-RIIА total score means depending on type of adverse family event (N = 616)
Апостериорный критерий Дункана показывает, что жизнеспособность семьи оценивается максимально высоко при отсутствии неблагоприятных событий и при неблагоприятных событиях немежличностного характера (болезни, материальные трудности, утрата). Для неблагоприятных событий (межличностные, внутриличностные, множественные и неуказанные) оценка жизнеспособности семьи статистически значимо не различается, но она существенно ниже, чем для первых двух групп.
Обсуждение результатов
Еще Ф.М. Достоевский писал о современном ему состоянии семьи как о «случайном семействе» (Достоевский, 2010, с. 622), которое утратило свой прежний облик, а новый, «удовлетворяющий русское сердце», еще не приобрела. Эта мысль не потеряла своей актуальности. От современных подростков – завтрашних родителей – зависит будущее российской семьи. Исследуя восприятие жизнеспособности семьи подростками при помощи нового краткого варианта FRAS20-RIIА, мы получаем уникальную возможность понять, какие ресурсы они унесут во взрослую жизнь и какое влияние это может оказать на благополучие следующих поколений, ведь именно «из подростков созидаются поколения» (Достоевский, 1975, с. 452). Кроме того, вариант FRAS20-RIIА для подростков позволяет выявить контекстуальные факторы: виды неблагоприятных событий в семьях, уровень их сложности, типы семей, в которых происходит взросление, что является важной составляющей данной методики и часто не учитывается в зарубежных исследованиях. Мы сохранили не четыре, как в зарубежных аналогах, а пять альтернативных вариантов ответов на утверждения, что является наиболее оптимальным в плане выбора нейтрального ответа, а также надежности и валидности.
Наши результаты показали, что юноши оценивают жизнеспособность семьи выше, чем девушки, что соответствует ряду исследований. Например, юноши сообщали о большей семейной сплоченности и меньшем количестве проблем, провоцирующих стресс, чем девушки, в новозеландском исследовании (Gervais, Jose, 2024); девушки оказались менее устойчивы и более зависимы от поддержки и безопасности в семье при столкновении с семейными стрессами в бразильском исследовании (Rozemberg et al., 2014); семейный риск в четырех семейных сферах (социально-экономической, психологической, супружеской и сфере воспитания детей) усиливает интернализирующие проблемы в раннем подростковом возрасте только у девочек в США (Buehler, Gerard, 2013).
Возрастных различий в оценках жизнеспособности семьи наше исследование не показало. Возможно, это связано с узким возрастным диапазоном и с относительно устоявшимся базовым восприятием семьи на протяжении всего подросткового периода, но требует подтверждения в дальнейшем на больших по объему выборках с детализацией возрастных групп и при контроле других переменных, таких как тип семьи (полная/неполная/смешанная), а также виды неблагоприятных событий в семьях.
Подростки из разных типов семей оценили жизнеспособность своих семей по-разному: самые высокие оценки у подростков из полных семей, а самые низкие – из смешанных. Последние столкнулись с несколькими значимыми для них стрессами: распад одной семьи и создание другой. Так, в большом лонгитюдном 15-летнем исследовании (N = 5431) было показано, что развод родителей и взросление в неполной семье становятся важными стрессовыми событиями для 14-летних подростков и имеют последствия для формирования у них нездорового поведения во взрослом возрасте (Varis et al., 2024). В систематическом обзоре (Akshaya, Prabakar, Borah, 2025) подчеркивается сложность структуры смешанных семей, что приводит к стрессу в повседневной жизни подростков, которые, наряду со сложностями взросления, чувствуют неопределенность в своей принадлежности одновременно к двум семейным системам (семье с кровными родителями и новой – с отчимом/мачехой). Это усиливает конфликт идентичности, отражается на поведении (сложность выстраивания новых привязанностей), сопровождается эмоциональными перегрузками и сказывается на благополучии. Совокупность таких значительных стрессоров для подростков из смешанных семей, вплетенных в ткань внутрисемейных взаимодействий, порождает чувство незащищенности и покинутости. Данные переживания накладываются на социальный контекст, в котором смешанные семьи воспринимаются как «неустоявшийся/неоформившийся» или «вторичный институт» (Cherlin, 1978), который считается непрочным и которому не хватает четко определенных норм (Petren, Ferraro, 2022). Вероятно, совокупность накопленных стрессов от распада прежней семьи и от формирования новой, а также усвоенный подростками стереотип смешанной семьи как «неустоявшейся» находят свое отражение в субъективно более низких оценках жизнеспособности семьи.
Нами было установлено, что подростки довольно высоко оценивают жизнеспособность семьи при отсутствии неблагоприятных событий либо при неблагоприятных событиях немежличностного характера (болезни, материальные трудности, утрата). Оценки жизнеспособности семьи существенно ниже и практически не различаются при столкновении семьи с межличностными (разводы, конфликты с родителями, сиблингами и т.п.), внутриличностными («мое рождение», «вина за смерть близкого», «страх неаттестации», «одиночество» и т.п.), множественными (два и более событий одновременно: «развод родителей и смерть дедушки», «смерть папы и мой диабет», «болезнь мамы, трудности в отношениях с отцом и переезд брата в другую страну» и т.п.) неблагоприятными событиями, а также с событиями, о которых подростки умолчали, но оценили их интенсивность достаточно высоко. Это не противоречит исследованиям, в которых показано, что межличностные стрессы оказывают более существенное негативное влияние на подростков, чем немежличностные (Zhang, Li, 2024); их интенсивность оценивается более высоко (No, Park, 2025). Для подростков, в отличие от взрослых, более важны и разнообразны внутренние стрессы: отношение к себе, отвержение, страхи (Головей, Галашева, 2024), то есть внутриличностные. В целом, показано, что подростки, которые в качестве значимых событий выделяют межличностные отношения или которые сфокусированы на себе и негативных событиях, схожи в проявлении тревожности, депрессии и стресса (Молчанов и др., 2025). Все это связано с особой значимостью социальных контактов и с уязвимостью внутреннего мира в подростковом возрасте. В совокупности описанные в ряде исследований особенности отношения подростков к неблагоприятным событиям (особенно межличностного и внутриличностного плана) могли отразиться на их оценках жизнеспособности семьи.
Заключение и выводы
На основе шкалы оценки жизнеспособности семьи (FRAS) М. Сиксби в мировой практике разработаны различные версии методики для взрослых, иногда используемые и для подростков. Существующие единичные подростковые варианты либо слишком объемны, либо чрезмерно упрощены, что не позволяет получить реальную оценку жизнеспособности семьи. Разработанная нами FRAS20-RIIА позволила преодолеть данные ограничения, а полученные результаты воспроизводятся на двух случайных подвыборках подростков.
Исследование показало, что:
- Краткий вариант FRAS20-RIIА сохранил пятифакторную структуру, включая субшкалы: семейная коммуникация и связность, позитивный прогноз и решение проблем, принятие и гибкость, социальные ресурсы, духовность семьи, которые обладают достаточной надежностью и внутренней согласованностью. Методика инвариантна относительно пола и возраста респондентов.
- Внешняя валидность FRAS20-RIIА подтверждается корреляциями с характеристиками удовлетворенности жизнью подростков в разных областях.
- Характеристики FRAS20-RIIА различаются в зависимости от пола, типа семьи, вида неблагоприятного события в семьях, что подтверждает пригодность методики для работы с разными категориями подростков и свидетельствует о ее внешней валидности.
Таким образом, FRAS20-RIIА рекомендована к применению как в масштабных, лонгитюдных исследованиях, так и в индивидуальной работе с подростками и их семьями. Это позволит выстроить процесс взаимодействия психолога с семьей с учетом ее сильных сторон при преодолении подросткового кризиса и неблагоприятных жизненных событий.
Ограничения. Выборка включала относительно небольшое количество подростков мужского пола, а также недостаточное количество подростков разных возрастных групп, что ограничило возможность проведения более дифференцированного анализа жизнеспособности семьи. В частности, это ограничило изучение жизнеспособности семьи в отношении конкретных типов семей и видов неблагоприятных событий. Эти ограничения указывают на перспективные направления для будущих исследований, включая расширение выборки и более детальную дифференциацию семейных структур, неблагоприятных жизненных событий, а также возрастных и гендерных различий.
Limitations. The sample included a relatively small number of male adolescents, as well as an insufficient representation of adolescents across different age groups, which limited the possibility of conducting a more differentiated analysis of family resilience. In particular, this constrained the examination of family resilience with respect to specific family types and types of adverse events. These limitations indicate promising directions for future research, including the expansion of the sample and a more detailed differentiation of family structures, adverse life events, and age- and gender-related differences.