본 연구를 위해 서울, 인천, 경기, 경북에 소재한 7개 대학에 재학 중인 대학생들을 대상으로 설문을 실시하였다. 총 500부의 설문지를 배부하여 422부가 수거되었으며, 이 중 불성실하게 응답한 5명을 제외한 417명(남 153, 여 263, 미기재 1)의 설문이 자료 분석에 사용되었다. 참여자들의 평균 연령은 21.20세(SD = 3.28)이고, 학년별 분포는 1학년 83명(19.9%), 2학년은 216명(51.8%), 3학년은 80명(19.2%), 4학년은 37명(8.9%), 미기재 1명(0.2%)으로 나타났다. 참여자들의 전공은 인문계열 20명(4.8%), 사회계열 12명(2.9%), 자연계열 52명(12.5%). 공학계열 9명(2.2%), 사범계열 116명(27.8%), 예술계열 66명(15.8%), 의학 및 보건계열 135명(32.4%), 기타 1명(0.2%), 미기재 6명(1.4%)으로 나타났다.

사회부과적 완벽주의

사회부과적 완벽주의를 측정하기 위해, Hewitt와 Flett(1991)의 다차원적 완벽주의 척도(Hewitt and Flett’s Multidimensional Perfectionism Scale: HFMPS)의 하위척도인 ‘사회부과적 완벽주의’에 해당하는 일부 문항들을 사용하였다. HFMPS는 자기 지향적 완벽주의, 타인 지향적 완벽주의, 사회부과적 완벽주의 등 세 가지 하위 척도 45문항으로 구성되어 있는데, 이중 사회부과적 완벽주의는 15개 문항으로 이루어져 있다. Campbell과 Di Paula(2002)의 연구에서 사회부과적 완벽주의 척도의 경우 2요인 모형이 자료에 적합한 것으로 나타났는데, 사회부과적 완벽주의 척도를 단독으로 사용할 경우 2요인 11문항이 적절하다고 제안한 바있다. 2요인은 각각 ‘타인의 높은 기대(Other's High Expectation; OHE)’ 6문항과 ‘조건적 수용(Conditional Acceptance; CA)’ 5문항으로 구성되어 있다. 본 연구에서는 Campbell과 Di Paula(2002)와 김민선, 최영희, 석분옥, 백근영, 이동귀(2009)의 연구를 토대로, ‘타인의 높은 기대’와 ‘조건적 수용’에 해당하는 11개 문항만을 분석에 사용하였으며, 각 문항은 7점 리커트 척도(1 = 전혀 아니다, 7 = 매우 그렇다)로 평정한다. ‘타인의 높은 기대’는 중요 타인이 나에 대해 높은 기준이나 기대를 갖고 있다고 믿는 것으로 “내가 실수했을 때, 사람들은 비록 드러내지 않더라도 매우 실망할 것이다.”와 같은 문항이 포함되어 있고, ‘조건적 수용’은 이러한 기준이나 기대에 따라 높은 성취를 보일 때 수용 받고 사랑받을 수 있다는 믿음으로 “일을 성공시킨다는 것은 다른 사람을 기쁘게 하기 위해서 더욱 열심히 일을 해야 한다는 것이다.” 등의 문항으로 구성되어 있다. Stoeber, Kempe와 Keogh(2008)의 연구에서 각 하위척도의 내적합치도(Cronbach's α )는 .76, .61로 나타났으며, 김민선 등(2009)의 연구에서는 .72, .70으로 나타났다. 본 연구에서는 .79와 .68로 각각 나타났으며, 전체 문항에 대한 내적합치도는 .78이었다.

자기비난

자기비난을 측정하기 위해 Blatt, D'Afflitti와 Quinlan(1976)이 개발하고, 조재임(1996)이 번안하고 타당화한 우울경험질문지(Depressive Experiences Questionnaire; DEQ) 문항 중 자기비난 하위척도를 사용하였다. DEQ는 총 66문항으로 의존성, 자기비난, 효능감 등 세 개 하위척도로 구성되어 있으며, 이 중 많은 연구(예, 김정미, 2009; Taranis & Meyer, 2010)에서 사용 된 ‘자기비난’ 하위척도 22문항을 본 연구에 사용하였다. 각 문항은 7점 리커트 척도(1 = 전혀 그렇지 않다, 7 = 매우 그렇다)로 평정하며 점수가 높을수록 자기비난 성향이 강한 것을 의미한다. 자기비난은 죄책감, 내적 공허감, 자신의 잘못으로 인한 관계 악화, 자신에 대한 엄격한 기준에서 오는 불만, 실패에 대한 두려움을 특징으로 하며, 문항의 예로는 “나는 종종 내가 한 말이나 행동에 대해 자신을 비난한다.” 등을 들 수 있다. 대학생을 대상으로 한 김현진(2002)의 연구에서 반분 신뢰도는 .83, 4주 후의 검사-재검사 신뢰도는 .72였으며, 내적합치도는 .84였다. 본 연구에서의 내적합치도는 .90이었다.

심리적 극통

본 연구에서는 심리적 극통을 측정하기 위해 Holden 등(2001)이 Shneidman(1993)의 이론을 바탕으로 개발하고 타당화한 심리적 극통 척도를 최바올 등(2011)이 번안한 것을 사용하였다. 이 척도는 총 13문항으로 구성되어 있으며, 5점 리커트 척도(1 = 전혀 아니다, 5 = 자주 그렇다)로 평정하도록 되어 있다. 심리적 극통 척도는 현재 경험하고 있는 극심한 정서적 고통을 측정하며, 문항의 예로는 “내 심리적인 고통은 어떤 다른 신체적인 고통보다 심하다.” 등이 있다. 내적합치도는 Holden 등(2001)의 연구에서는 .92였으며, 최바올 등(2011)의 연구에서는 .93으로 나타났다. 본 연구에서 내적합치도는 .93이었다.

자살사고

자살사고를 측정하기 위해 Reynolds(1988)가 개발하고, 신민섭(1992)이 한국어로 번안, 타당화한 자살사고 척도(Suicidal Ideation Questionnaire: SIQ) 30문항 중 서미순(2005)이 중복되는 문항을 제외하고 채택한 19문항을 사용하였다. 이 척도는 5점 척도(1 = 전혀 아니다, 5 = 자주 그렇다)로 평정하도록 되어 있으며, 점수가 높을수록 자살사고를 많이 하는 것을 나타낸다. 문항의 예로는 “나는 내가 차라리 살아있지 않는 편이 나을 것이라고 생각했다.”, “자살을 할까 생각해본 적이 있다.” 등이 있다. 조하와 신희천(2009)의 연구에서 내적합치도는 .94이었으며, 본 연구에서의 내적합치도는 .95였다.

본 연구에서 사용한 자기비난 척도와 심리적 극통 척도, 자살사고 척도는 여러 개의 문항이 한 개의 잠재변인을 구인하고 있다. 따라서 본 연구에서는 Russell, Kahn, Spoth와 Altmaier(1998)의 제안에 따라 이들 잠재변인에 대해 각각 세 개의 꾸러미(item parcels)를 제작하여 자료분석에 사용하였다. 이를 위해, 우선 잠재변인별로 최대우도법을 사용하여 단일요인을 가정한 탐색적 요인분석을 실시하였다. 최대우도법은 표본이 충분히 클 때 일관적이고 점근효율적인 방법이다(배병렬, 2011). 분석결과를 토대로 요인부하량의 절대값이 높은 순서대로 각 문항별 순위를 매긴 후 부하량이 높은 문항과 낮은 문항을 짝지어 세 꾸러미에 할당하였다. 이는 각 꾸러미들이 잠재변인에 동일한 부하량을 갖도록 하기 위한 것으로, 해당 잠재변인에 대한 꾸러미 효과를 최대화하기 위해 각 꾸러미가 해당 잠재변인을 같은 수준에서 반영해야 한다는 Russell 등(1998)의 주장에 근거한 것이다. 사회부과적 완벽주의 척도는 전체 문항이 2개의 잠재변인을 구인하고 있어 별도로 꾸러미를 제작하지 않았다.

본 연구에서는 가설모형의 적합도와 매개 변인들의 간접효과를 검증하기 위해 AMOS 18(Arbuckle, 2009)을 사용하여 자료를 분석하였다. 우선, 자료가 정규분포 가정을 충족하는 지를 확인하기 위해 각 변인의 왜도와 첨도의 절대값이 각각 2와 7을 넘지 않는지를 확인하였다(West, Finch, & Curran, 1995). 다음으로, 11개의 측정변인들이 사회부과적 완벽주의, 자기비난, 심리적 극통, 자살사고 등 4개의 잠재변인을 적절히 구인하고 있는지를 확인하기 위해 확인적 요인분석을 실시하였다. 마지막으로, 가설모형의 적합도를 확인하였다. 측정모형의 적합도와 가설모형의 적합도를 확인하기 위해 Hu와 Bentler(1999)의 제안에 따라 χ²값, Tucker-Levis Index(TLI: .90이상일 경우 적합한 것으로 해석한다), Comparative Fit Index(CFI: 90이상일 경우 적합한 것으로 해석한다), Root Mean Square Error of Approximation(RMSEA: .10이하일 경우 적합한 것으로 해석한다)을 함께 살펴보았다.

마지막으로 개별 간접효과를 확인하기 위해 팬텀변인(phantom variable)을 설정한 뒤 부트스트랩 절차를 실시하였다. 팬텀변인은 AMOS를 사용하여 다중매개모형을 검증할 때 각 개별간접효과를 확인하기 위해 설정하는 일종의 가상 변인으로, 모델적합도 및 모수치에 영향을 주지 않는 변인이다(배병렬, 2011; 홍세희, 2011). 부트스트랩 절차는 Shrout와 Bolger(2002)가 제안한 것으로, 모수의 분포를 알지 못할 때 모수의 경험적 분포를 생성하는 방법이며 근사 표준오차 및 신뢰구간, 유의확률을 구하는 유용한 방법이다. 본 연구에서는 1,000개의 표본을 원자료(N = 417)로부터 생성하여 신뢰구간 95%에서 간접효과의 유의도를 검증하였다.

가설모형 검증에 앞서, 측정변인들의 왜도와 첨도, 평균 및 표준편차, 그리고 변인 간 상관계수를 산출하였다(표 1). 먼저 각 변인의 왜도와 첨도의 절대값을 확인한 결과, 절대값이 각각 2와 7을 넘지 않아 정규분포 가정을 충족하는 것으로 나타났다. 변인 간 상관은 대체로 유의하였으며, 사회부과적 완벽주의와 자살사고 간 상관은 다른 변인들 간 상관에 비해 비교적 낮은 것으로 나타났다.

가설모형 검증에 앞서, 11개의 측정변인들이 사회부과적 완벽주의, 자기비난, 심리적 극통, 자살사고 등 4개의 잠재변인을 적절히 구인하고 있는지를 확인하기 위해 확인적 요인분석을 실시하였다. 그 결과 측정모형이 자료에 적합한 것으로 나타났다, χ²(38, N = 417) = 98.77, p < .001; CFI = .98; TLI = .98; RMSEA = .062(90% 신뢰구간 = .047-.077). 또한 모든 잠재변인이 해당 측정변인들에 통계적으로 유의하게 적재된 것으로 나타났다(p <.001).

본 연구에서 설정한 가설모형의 적합도를 확인한 결과, 가설모형은 자료에 적합한 것으로 나타났다, χ²(38, N = 417) = 98.77, p <.001; CFI = .99; TLI = .98; RMSEA = .062(90% 신뢰구간 = .047-.077). 또한 가설모형은 자살사고 변량의 40.2%를 설명하는 것으로 나타났다. 직접경로의 유의도를 확인한 결과, 사회부과적 완벽주의에서 자살사고로 가는 직접경로를 제외한 모든 직접경로가 유의미하였다. 따라서 Martens(2005)의 제안에 따라 유의미하지 않은 경로를 제거한 수정모형을 경쟁모형으로 설정하고 χ²차이검증을 통해 모형의 적합도를 비교하였다. 우선, 수정모형은 자료에 적합한 것으로 나타났다; χ²(39, N = 417) = 98.83, p < .001; CFI = .99; TLI = .98; RMSEA = .061(90% 신뢰구간 = .046-.076). 가설모형과 수정모형의 적합도를 비교하기 위해 χ²차이검증을 실시한 결과, 차이가 유의미하지 않은 것으로 나타났다, Δχ²(1, N = 417) =0.06, p > .05. 모형의 간명성을 고려하여 수정모형이 더 적합한 것으로 판단하였고, 수정모형을 본 연구의 최종모형으로 채택하였다(그림 2).

매개효과 검증 결과, 모든 간접경로들이 유의미한 것으로 나타났다(표 2 참조). 우선, 사회부과적 완벽주의는 자기비난을 통해 심리적 극통에 간접적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 심리적 극통에 대한 사회부과적 완벽주의의 직접효과가 유의미한 점을 고려할 때, 사회부과적 완벽주의가 심리적 극통에 미치는 영향을 자기비난이 부분적으로 매개함을 의미한다. 자기비난은 심리적 극통을 통해 자살사고에 간접적인 영향을 미치는 것으로 나타났는데, 자살사고에 대한 자기비난의 직접효과가 유의미한 점을 고려할 때, 자기비난이 자살사고에 미치는 영향을 심리적 극통이 부분 매개함을 의미한다.

마지막으로, 사회부과적 완벽주의는 자기비난과 심리적 극통을 완전 매개하여 자살사고에 간접적인 영향을 미치는 것으로 확인되었다.

본 연구에서는 사회부과적 완벽주의와 자살사고의 관계를 자기비난과 심리적 극통이 매개하는 인과적 구조모형을 설정하고, 417명의 대학생들로부터 자료를 수집하여 모형의 적합도 및 변인들의 직간접효과를 검증하였다. 주요 연구결과 및 시사점을 논하면 다음과 같다.

우선, 본 연구의 가설모형은 자료에 적합한 것으로 나타났고, 사회부과적 완벽주의, 자기비난과 심리적 극통은 자살사고 변량의 40.2%를 설명하는 것으로 나타났다. 이는 기존 연구에서 자살 위험요인들이 자살사고 변량의 16-43%를 설명한 것을 고려했을 때 상당한 정도의 설명량이라고 볼 수 있다. 특히, 자살사고에 많은 영향을 미치는 것으로 알려진 우울과 무망이 모형에 포함되지 않은 상태에서 이정도의 설명량을 나타낸 것은, 사회부과적 완벽주의와 자기비난 및 심리적 극통을 변인으로 채택하여 자살사고를 설명한 것이 적절함을 시사한다.

한편, 자기비난과 심리적 극통이 사회부과적 완벽주의와 자살사고의 관계를 완전 매개하는 것으로 나타나 첫 번째 연구가설이 부분적으로 지지되었다. 이는 사회부과적 완벽주의가 자살경향성에 미치는 영향을 심리적 욕구와 심리적 극통이 완전 매개하는 것으로 나타난 Flamenbaum과 Holden(2007)의 연구결과와 유사한 것으로 볼 수 있다. 그러나 본 연구결과는 사회적 무망을 매개변인으로 설정했던 Roxborough 등(2012)의 연구에서 사회부과적 완벽주의가 자살위험에 직접적인 영향을 미치는 것으로 나타난 것과는 차이가 있다. 이러한 차이가 발생한 이유가 연구마다 설정한 매개변수들의 수 또는 그 영향력이 서로 달라서 발생했을 수도 있고, 연구마다 연구대상이 서로 달라서일 수도 있고, 아니면 자살위험을 측정하는 종속변수들이 서로 달라서일 수도 있다. 매개변수 및 종속변수의 종류 및 수를 동일하게 한 후속연구들을 통해 이러한 의문을 해결할 수 있을 것이다.

한편, 자기비난과 심리적 극통이 사회부과적 완벽주의와 자살사고의 관계를 완전 매개하는 것으로 나타난 본 연구결과는 Baumeister(1990)의 자살도피이론(Escape Theory of Suicide)을 지지하며, 사회부과적 완벽주의가 어떻게 자살사고에 영향을 미치는지를 설명해준다. 즉, 사회부과적 완벽주의 성향은 자신을 비난하는 인지적 해석 과정을 거쳐 극심한 심리적 고통을 초래하고 결국 자살사고를 촉발하는 것으로 이해할 수 있다. 따라서 사회부과적 완벽주의가 자살위험과 매우 관련이 높은 것으로 나타난 선행연구(Dean & Range, 1996, 1999; Dean et al., 1996; Enns et al., 2003; Hewitt et al.,. 1992, 1997; Hunter & O'Connor, 2003; Klibert et al., 2005)에 대해 왜 이 두 변인 간 관련성이 높은지를 설명해 준다고 볼 수 있다.

또한 사회부과적 완벽주의가 심리적 극통에 직접적인 영향을 미칠 뿐 아니라 자기비난을 통해서도 간접적인 영향을 미치는 것으로 나타나, 두 번째 연구가설이 지지되었다. 이는 사회부과적 완벽주의가 심리적 극통에 직접적인 영향을 미치는 것으로 나타난 Flamenbaum과 Holden(2007)의 연구결과와 유사한 것으로 이해할 수 있다. 또한 본 연구결과는 지금까지 직접적인 검증이 이루어지지 않았던 자기비난과 심리적 극통의 연관성을 밝혔다는 데 의의가 있다. 본 연구결과는 상호의존적인 관계와 체면을 중시하는 문화적 맥락에서 우리나라 대학생들의 경우 다른 사람의 기대나 기준에 부합하지 못한다고 생각할수록 이를 자신의 책임이라고 여겨 스스로를 비난하게 되고, 결국 자살을 생각하게 만들 정도의 극심한 심리적 고통을 경험함을 시사한다. 극심한 취업난과 높은 청년실업률을 목도하고 있는 현 시점에서 주변의 기대나 요구만큼 성취하지 못한다고 지각하는 대학생들이 많을 것으로 예상되며, 이들의 부정적 자기관과 정서적 고통 또한 가중될 것으로 예상해 볼 수 있다.

마지막으로, 자기비난은 자살사고에 직접영향을 미칠 뿐 아니라 심리적 극통을 통해 간접적으로도 영향을 미치는 것으로 나타나 세 번째 가설이 지지되었다. 선행연구를 통해 자기비난과 자살변인 간 관련성이 지속적으로 보고되어 왔으나(Enns et al., 2003; Farmer & Creed, 1986; Fazza & Page, 2003; Fehon et al., 2000), 이 두 변인이 왜 그리고 어떤 과정을 통해 관련이 있는지에 대해서는 실증적으로 검증된 적이 없다. 이런 상황에서 본 연구결과는 두 변인의 관계에 대해 보다 구체적인 설명을 제공한다. 즉, 스스로를 비난할수록 자살을 더 많이 생각할 수도 있지만, 자신에 대한 비난이 극심한 심리적 고통을 유발하고 결국 자살하려는 의도를 증폭시키는 것으로 이해할 수 있다. 이는 자기도피이론과 부합할 뿐 아니라 자살의 직접적인 원인을 극심한 심리적 고통에서 찾았던 Shneidman(1993)의 주장과 이를 입증한 최근 연구결과(최바올 등, 2011; Flamenbaum & Holden, 2007)와 맥을 같이 하는 것이다. 본 연구결과는 자신을 비난하는 성향이 강한 사람이 위기상황에서 참을 수 없는 고통을 호소할 경우, 자살을 직접적으로 언급하지 않더라도 자살의 위험성을 고려하여 개입할 필요가 있음을 시사한다.

본 연구결과는 자살 관련 연구와 상담 실제에 다음과 같은 시사점들을 제공한다. 우선, 우리사회에서 발생하는 자살 관련 현상을 이해함에 있어서 사회부과적 완벽주의와 같이 우리사회의 문화적 특성을 반영하는 변인들을 채택하여 자살 행동과의 관련성을 확인할 필요가 있음을 시사한다. 또한 상담실제와 관련해서 본 연구결과는 사회부과적 완벽주의 성향이 강한 내담자들의 경우 이들의 자기비난에 개입의 초점을 둘 필요가 있음을 시사한다. 본 연구에서 사회부과적 완벽주의는 자살사고에 직접 영향을 미치지 않는 대신, 자기비난을 통해 자살사고에 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이는 타인의 기준이나 집단의 가치에 부합하려는 완벽주의 성향 그 자체보다는, 기준에 미치지 못한다고 생각할 때 발생하는 자기비난을 줄이는 데 개입의 초점을 두어야 함을 의미한다. 이 과정에서 자비마음훈련(Compassionate Mind Training: CMT)이나 자기위로(self-soothing) 등의 기법을 활용할 수 있는데, 스스로를 비난하는 패턴의 기원 및 양상을 파악하고, 자신을 있는 그대로 수용하고 공감함으로써 스스로를 비난하지 않는 방식으로 행동할 수 있음을 인식하여, 궁극적으로는 자비로운 심상을 발달시킬 수 있을 것이다(Gilbert & Procter, 2006; Kelly, Zuroff, & Shapira, 2009).

본 연구결과는 심리적 극통을 자살의 주요 위험요인으로 다루고 이에 적절히 개입할 필요성을 제기한다. 본 연구에서 사회부과적 완벽주의와 자기비난은 심리적 극통을 통해 자살사고에 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이는 자살을 고려하는 내담자를 상담할 때나 자살위험군을 선별하여 개입할 때, 이들의 심리적 고통 수준을 우선적으로 파악하고 이를 줄이기 위한 노력을 기울여야 함을 시사한다. 심리적 극통을 자살의 가장 직접적인 원인으로 가정한 Shneidman(1996)은, 극심한 심리적 고통으로 인해 자살위기 상황에 처한 내담자에 대해서는 일반 내담자와는 다른 상담목표와 개입이 필요하다고 주장하였다. 극심한 심리적 고통을 경험하고 있는 내담자의 경우 심리적 동요가 매우 크기 때문에, 상담자는 내담자가 표현하는 유아기적 특성과 의존적 욕구, 압박감 및 무망감 등을 최대한 수용해 줌으로써 내담자의 심리적 동요를 감소시킬 필요가 있다. 심리적인 동요가 충분히 감소되었을 경우에만 상담이 가능하기 때문에, 상담자는 자살사고 이외에 내담자가 지닌 욕구와 감정을 수용하여 정서적으로 지지받고 있다는 느낌을 전달할 필요가 있다. 예방적인 차원에서도 대학상담소와 학교 당국은 내담자나 학생들의 심리적 고통 수준을 확인하여 자살위험성을 평가하고 자살예방 및 위기개입의 자료로 활용할 수 있다. 상담실에서는 접수면접시 내담자의 심리적 극통을 평가함으로써 자살위험성을 진단하고, 필요 시 위기개입을 시도할 수 있을 것이다. 대학당국은 온라인 등을 통해 정기적으로 심리검사를 실시하여 심리적 극통 수준이 높은 학생들을 선별한 후 전문적인 상담을 권하거나, 자살위험성이 높다고 판단될 경우 주변 사람들에게 관심과 보호를 요청할 수 있을 것이다.

본 연구는 사회문화적 특성을 반영하는 사회부과적 완벽주의를 변인으로 설정하고 그것이 자살사고에 미치는 영향을 이해하기 위해 Baumeister(1990)의 자살도피이론(Escape Theory of Suicide)을 토대로 자기비난과 심리적 극통을 매개변인으로 설정하여 변수 간 관련성을 경험적으로 탐색했다는 데 의의가 있다. 본 연구의 제한점과 후속연구에 대한 제언을 논하면 다음과 같다. 첫째, 본 연구는 특정 시점에서 변인들의 관계를 살핀 횡단연구로 설계되었다. 비록 관련 이론과 선행연구들을 토대로 변인 간 인과적 관련성을 설정했지만, 변인들 간에 양방향적 관계가 존재하거나 본 연구에서 가정한 것과는 정반대의 인과적 관련성이 존재할 가능성을 배제할 수는 없다. 더욱이, 자살사고를 비롯한 자살 관련 행동이 특정 시점에서 순간적으로 결정되는 것이 아니라 일정 기간 동안 고통스럽게 이루어지는 과정적인 특징을 지니고 있다는 점을 고려하면, 후속 연구에서는 종단설계(예, 교차지연 설계)를 통해 자살의 위험요인들이 시간에 따라 어떻게 영향을 주고받으며 그러한 변화가 궁극적으로 자살사고에 어떤 영향을 미치는지를 확인할 필요가 있다. 둘째, 본 연구에서는 사회부과적 완벽주의를 채택하여 자살사고에 대한 영향력을 확인하였는데, 후속연구에서는 체면민감성, 자기침묵, 도움추구와 같이 우리사회의 문화적 특성을 반영하는 변인들을 추가로 채택하여 자살행동과의 관련성을 살펴볼 필요가 있다. 셋째, 본 연구결과는 몇 개 지역에 소재한 대학교에 재학 중인 대학생들의 자료를 기반으로 한 것이기 때문에, 연구결과를 우리나라 모든 대학생들에게 그리고 다른 연령대로 일반화하는 것은 한계가 있다. 또한 본 연구에서는 집단의 구분 없이 가설을 설정하고 자료를 분석하였는데, 후속연구에서는 관련 이론 및 선행연구 결과를 토대로 모형의 적합도 및 변인들의 직간접효과가 집단에 따라 달라지는지를 확인할 필요가 있다. 특히, 우리나라 남성 자살률이 여성 자살률보다 2배 가량 높고 10대에서 30대까지의 사망 원인 1위가 자살인 점을 고려했을 때(통계청, 2011), 성별이나 연령에 따라 가설모형의 적합도가 차이가 있는지를 탐색적으로 확인해 보는 것은 의미가 있을 것이다. 마지막으로, 본 연구에서는 사회부과적 완벽주의에서 자살사고에 이르는 과정에서 자살의 위험요인들을 매개변인으로 설정하여 그 영향력을 확인하였다. 후속연구에서는 위험요인들의 영향을 완충시키면서 자살의 위험성을 줄일 수 있는 보호요인(예, 사회적 지지)들을 모형에 포함시켜 그 영향력을 확인해 볼 필요가 있다.