서 론

한국군은 세계 유일 분단국가라는 특수한 상황 속에서 발전해 온 군사 조직으로 다른 국가의 군대와 구별되는 독자적인 특징을 지니고 있다. 지속적인 군사적 긴장과 상시 경계 태세를 유지해야 하는 상황은 군 조직의 구조, 운영 방식, 병영문화 전반에 반영되어 있으며 군인의 생활과 정신건강에도 직간접적인 영향을 미치게 된다[1]. 또한 대한민국헌법 제39조 제1항 및 병역법 제3조에 따라 일정 연령에 도달한 남성은 의무적으로 군 복무를 해야 하는 징병제를 근간으로 한다는 특성을 가진다[2,3]. 이러한 징병제 특성으로 인해 장병들은 다양한 사회적, 경제적, 문화적 배경의 이질적인 인원으로 구성되며 이는 다른 국가의 직업군인 중심 군대와는 달리 병영 내에서 복무 동기, 적응 수준, 가치관이 매우 이질적인 구성원을 포함하게 된다. 이러한 다양성은 긍정적인 부분에서 다양한 사회 경험과 역량을 경험할 수 있는 기회를 제공할 수 있지만 부정적으로는 갈등과 적응 문제의 원인이 될 수 있다[4,5].

직업군인과 징집병의 구성 차이는 한국군이 가지는 특수성이다. 직업군인은 장기복무를 전제로 하여 군을 직업으로 선택한 인원으로 장교와 부사관이 이에 해당한다. 이들은 군사 교육기관(육ㆍ해ㆍ공군사관학교, 국군간호사관학교, 부사관학교 등)이나 전문 임관 과정을 거쳐 군 경력을 장기적으로 발전시킬 계획을 가지고 군인으로서 임하게 된다. 직업군인은 군을 생계 기반으로 삼기 때문에 임무 수행에 대한 책임감과 조직 충성도가 높으며 군 복무가 곧 직업적 정체성의 핵심이 된다. 반면 징집병은 병역 의무에 따라 일정 기간 복무하는 병사로 군 복무 종료 후 민간 사회로 복귀하는 것이 전제된다. 이들은 군 생활을 일시적이고 한시적인 경험으로 인식하는 경향이 있어 조직 몰입도나 장기적 관점에서 군 생활 만족도는 직업군인과 차이를 보인다[6].

상시적인 경계 태세, 복무 환경의 이질성, 직업적 정체성의 차이와 같은 한국군 고유의 제도적, 문화적 특성은 장병들에게 상당한 심리적 부담을 초래한다. 이러한 특성은 개인의 군 생활 적응과 정신건강에 직접적으로 영향을 미치며 그 영향이 누적될 경우 스트레스와 대인관계 갈등, 부적응, 정신질환으로 이어질 가능성이 높아진다. 나아가 이러한 심리적 취약성은 결국 군인의 자살 위험을 심화시키는 중요한 배경요인으로 작용한다.

군인의 자살은 전 세계 군조직에서 직면한 중대한 인적 손실 문제로 전투 사망 원인 중 가장 높은 비율을 차지하고 있다. 한국군 또한 최근 10년간 자살이 군 사망 원인 중 가장 높은 비중을 차지하였고 2018년 기준 전체 군 사망의 65.1%가 자살로 보고되었으며 2022년부터 2023년 6월 사이 사망 사례 147건 중 44.9%가 자살로 확인되어 자살이 한국군의 주요 사망 원인임을 보여준다[7]. 군 자살은 특정 직종이나 계급에 국한되지 않고 전방 및 후방, 특수 및 일반 보직, 병ㆍ부사관ㆍ장교 등 전 계층에서 발생하여 문제를 특정 집단의 개인적 취약성으로만 국한할 수 없다는 것을 시사한다.

또한 군인의 자살은 단순한 개인적 비극에 그치지 않으며 부대 전체의 사기와 정신적 문제에 심각한 악영향을 초래한다. 특히 폐쇄적이라는 특성을 가지는 병영 환경에서는 한 장병의 자살이 다른 장병에게도 영향을 미치게 되는 자살 전염 효과(suicide contagion)가 발생할 수 있다. Ursano 등[8]의 연구에 따르면 자살 시도가 있었던 부대에서는 그렇지 않은 부대보다 자살 시도 위험성이 2배 이상 높은 것으로 나타났다. 또한 동료의 자살 경험은 유사한 스트레스 상황에 놓인 다른 군인에게 부정적인 대처 방식을 학습시키고 자살 행동을 하나의 선택지로 인식하게 될 수 있다[9,10]. 이는 자살이 단순한 개인의 문제가 아니라 동일 집단 내에서 확산될 수 있는 위험성을 초래할 수 있다는 것을 시사한다.

군인의 자살은 개인적, 환경적, 조직적 요인이 다면적으로 상호작용하며 발생하게 된다. 개인적 요인으로는 우울증, 불안장애, 외상 후 스트레스장애(PTSD), 충동성, 음주 문제 등이 대표적이며 군 복무 중 우울증과 PTSD 유병률은 일반 인구보다 더 높은 수준으로 보고된다[11,12]. 또한 자살 위험군 병사는 그렇지 않은 병사에 비해 우울감과 절망감이 높고 자존감과 사회적 지지가 낮으며 부적응적 대처 양식을 더 많이 사용하는 경향을 보이는 것으로 확인되었다[13]. 환경적으로는 가정 내 갈등, 경제적 어려움, 진로 불확실성 등과 같이 군 외부의 스트레스 요인도 보고되며[14,15], 조직적 요인으로는 직무스트레스, 군내 괴롭힘, 상급자와의 갈등, 과도한 근무 부담, 인사 불만, 부적절한 지휘·관리 문화 등이 자살 위험을 높이는 것으로 나타났으며 가혹행위는 분노와 우울을 매개로 자살생각을 증가시켰다[16]. 이러한 요인들은 상호작용을 통해 장병의 심리적 취약성을 심화시키며 결과적으로 자살 행동으로 이어질 가능성을 높인다.

현재 한국군의 자살 위험요인에 관한 연구들은 축적되고 있지만 메타분석을 통해 위험요인을 분석한 연구는 세 편으로 매우 제한적이다. Kim [17]은 군 복무 적응과 관련된 심리적ㆍ환경적 변인이 자살의도에 미치는 영향을 검토하였으며, 복무 적응 수준이 낮고 심리적 부적응이 높을수록 자살의도가 증가한다고 보고하였다. 그러나 분석 자료와 표본의 한계로 복무 적응과 자살 위험 간 관계를 충분히 세분화하지 못했다는 제한점이 존재한다. Ministry of National Defense [18]는 병사 집단을 대상으로 한 22편의 연구를 메타분석하여 우울, 불안, 가정문제, 대인관계 스트레스가 주요 위험요인임을 확인하였다. 하지만 병사 집단에 국한되어 부사관 및 장교 집단까지 일반화하기 어려운 한계가 있었다. 가장 최근 연구인 Kwon과 Kim [19]은 36편의 연구를 메타분석하여 위험요인뿐 아니라 회복탄력성, 사회적 지지, 군생활 만족도, 긍정적 자아개념 등 보호요인까지 함께 검토하였다. 이는 기존 위험 요인 중심 연구와 달리 자살예방 관점의 전환을 제시했다는 점에서 의의가 있다. 출판된 군인 자살 메타분석 연구들은 국내 군인의 자살 관련 요인을 통합적으로 제시하였다는 점에서 의의가 있지만 병사 집단 중심의 분석에 치중하여 간부 집단을 포함한 전반적인 군 조직을 포괄하지 못하였거나 군 특수성을 고려한 다층적 분석이나 조절 효과 검토가 충분히 이루어지지 않았다. 또한 가장 최근 연구가 2019년에 수행된 이후 현재까지 메타분석 연구가 이어지지 않아 변화된 군 조직 환경과 최근 연구 성과를 반영하지 못한다는 시기적 한계가 존재한다. 따라서 본 연구는 이러한 선행연구의 한계를 보완하고 국내 군인을 대상으로 수행된 자살 관련 경험적 연구들을 보다 포괄적으로 검 하고 위험요인을 통합적으로 분석하여 이를 통해 군 자살 예방 전략 수립에 기초 자료를 제공하고, 향후 연구 방향을 제시하는 데 기여하고자 한다.

연구방법

1. 자료 수집

본 메타분석은 효과크기의 비교 가능성과 통계적 일관성을 확보하기 위해 2000년 1월 1일부터 2025년 1월 1일까지 발행된 학술지 논문 및 학위논문 중 상관분석 값이 제시된 논문을 확인하였다. 분석을 위한 논문은 DBpia, KCI, Google Scholar를 통하여 수집하였으며 검색어는 “군인자살”, “병사자살”, “용사자살”, “간부자살”, “장교자살”, “장병자살”로 하였다. 문헌에 대한 검토는 PRISMA (Preferred Reporting Items for Systematic Reviews and Meta-Analyses)의 기준에 따라 실시되었다. 각 데이터베이스에서 검색된 다량의 문헌들 중 단순 질적 연구 및 종설논문, 효과크기 산출에 필요한 통계랑이 제시되지 않은 논문, 단순 프로그램 효과성 검증 연구, 동일 저자의 학위논문과 학술지 논문이 중복으로 게재된 경우를 제외한 후 학위논문 15편, 학술논문 26편으로 총 41편의 문헌이 확인되었다. 마지막으로 특정 위험요인과 관련된 효과 크기 수가 3개 미만인 경우(12편)를 제외하여 최종적으로 학위논문 11편과 학술논문 18편을 포함한 총 29편의 연구가 선정되었다[20-48].

최종 분석에 포함된 연구들에서는 총 11개의 위험요인이 도출되었으며 우울(14), 직무스트레스(10), 스트레스(8), 군대인관계(6), 군스트레스(5), 불안(4), 외상 경험(3), 계급(3), 연령(3), 음주문제(3), 충동성(3) 등이 최소 3편 이상의 연구에서 보고되었다. 도출된 11개의 위험요인 중 스트레스 요인은 직무스트레스(Job-related stress), 군 스트레스(Military stress), 스트레스(Stress)로 분류하였다. 직무스트레스는 업무 내용, 근무 시간과 관련된 항목을 포함하며, 군스트레스는 부대 생활과 같이 군 환경 특수 항목으로 정의하였다. 일반 스트레스는 개인 생활과 같이 군무와 무관한 일반적 스트레스 요인을 포함한다.

2. 효과크기

효과크기는 연구 간 결과를 통합하거나 비교할 때 표본 크기의 영향을 배제한 효과의 크기를 나타내는 표준화 지표로서 활용된다[49]. 본 연구에서는 상관계수가 제시된 연구들로 분석되었기 때문에 모든 효과크기는 상관계수 r을 기준으로 산출하였다. 상관계수는 직관적인 해석이 용이하다는 장점이 있으나 표본 크기에 따라 분산이 달라져 대규모 연구와 소규모 연구를 직접 비교하기 어렵다는 문제점이 존재한다. 이러한 문제를 보완하기 위해 Fisher [50]가 제안한 Fisher’s z 변환을 활용하였으며 변환식은 다음과 같다.

ESZr=.5×ln[(1+r)/(1−r)]

Fisher’s z 변환은 상관계수의 분포를 정규분포에 근사시키고 분산을 안정화하여 연구 간 효과크기를 동일한 척도에서 비교ㆍ통합할 수 있도록 한다[51]. 이에 따라 본 연구에서는 개별 연구에서 보고된 상관계수를 Fisher’s z로 변환하여 메타분석을 수행하였으며, 최종적으로는 해석의 직관성을 위해 다시 상관계수 r 값으로 역변환하였다. 변환식은 다음과 같다.

r=(e^(2Z_r)−1)/(e^(2Z_r)+1)

여러 연구에서 상관계수를 메타분석하는 과정에서 Fisher’s z 변환은 일반적으로 권장되는 표준 절차로 제시되고 있으며, 상관계수 기반 메타분석의 기본 도구로 활용된다[52]. 따라서 본 연구의 메타분석은 Fisher’s z 변환을 거쳐 산출되었으며 최종 결과는 해석의 직관성을 위해 상관계수 r 단위로 보고하였다. 효과크기의 해석은 Cohen [53]의 기준에 따라 r=.10은 작은 효과, r=.30은 중간 효과, r=.50은 큰 효과로 해석하였다.

3. 민감도 분석(Sensitivity Analysis)

메타분석 결과의 안정성과 신뢰성을 확보하기 위해 민감도 분석과 비뚤림 평가를 수행하였다. 민감도 분석은 각 포함 연구가 통합 효과크기에 미치는 영향을 확인하기 위해 leave-one-out 방식을 적용하였으며, 추가적으로 동일 표본을 활용했을 가능성이 있는 연구를 식별하여 해당 연구를 제외한 대안 분석을 실시하는 절차를 포함하였다.

4. 랜덤효과모형(Random-Effects Model, REM)

메타분석에서 랜덤효과모형(Random-Effects Model, REM)은 각 연구들이 동일한 실제 효과크기를 공유한다고 가정하는 고정효과모형과 달리, 연구마다 효과크기가 다를 수 있으며 이러한 효과들이 특정 분포를 형성한다고 본다. 즉, 연구들 간 효과크기는 하나의 공통된 값으로 수렴하기보다는 분포를 이루며, 이 분포의 평균이 전체 효과를 대표한다[54]. 랜덤효과모형은 연구 간 차이를 나타내는 분산(τ²)을 추정하여 연구들이 서로 이질적인 정도를 평가한다. τ²이 클수록 연구 간 효과의 분포가 넓다는 의미이며, 이는 평균 효과의 해석이 보다 포괄적인 맥락에서 이루어져야 함을 시사한다. 연구 간 이질성이 존재할 경우, 모든 연구가 동일한 효과를 공유한다고 가정하는 고정 효과모형은 부적절한 추정을 초래할 수 있다.

본 메타분석에 포함된 연구들은 병사, 부사관, 장교, 병사와 간부를 모두 포함한 장병을 대상으로 하고 있으며, 표본 크기, 측정 도구, 연구설계 등도 상이하다. 한국군이라는 공통된 맥락이 존재하나 병사와 간부 집단의 특성이 뚜렷하게 구분되는 점을 고려할 때, 본 연구에서는 연구 간 이질성을 적절히 반영할 수 있는 랜덤효과모형을 적용하였다.

5. 출판편향

출판편향을 확인하기 위해 Egger’s regression test를 실시하여 Funnel plot의 비대칭성을 통계적으로 검정하였다[55]. Egger’s regression test는 표준화된 효과크기를 종속변수로, 효과크기의 정밀도(1/SE)를 독립변수로 설정하여 절편의 유의성을 검정하는 방식이다. 절편이 0과 유의하게 다르면 소규모 연구효과가 존재하며 이는 출판편향 가능성을 시사한다. 또한 Duval과 Tweedie [56]의 Trim and Fill 방법을 이용해 결측된 연구 수를 추정하고 보정 전과 후의 효과크기를 비교하여 출판편향이 통합 추정치에 미치는 영향을 평가하였다. 이 방법은 먼저 Funnel plot의 비대칭성을 탐지한 후 결측된 것으로 추정되는 연구들을 좌우 대칭이 되도록 추가하여 보정된 효과크기를 산출한다. 이 과정은 단순히 출판편향의 존재 여부를 확인하는 것에 그치지 않고, 보정된 효과크기를 함께 제시함으로써 출판편향이 실제 메타분석 결과에 미치는 영향의 정도를 정량적으로 평가할 수 있다. 따라서 본 연구는 Egger’s test와 Trim and Fill을 실시하여 출판편향을 다각도로 검토하고 결과의 신뢰성을 확보하고자 하였다.

결 과

1. 전체 효과크기 및 이질성

랜덤효과모형(REML) 추정 결과 전체 평균 효과크기(Fisher’s z)=0.415로 유의하였다(p＜.001, 95% CI: [0.344, 0.486]). 해석의 용이성을 위해 r로 역변환하면 r≈.393 (95% CI: [.331, .451])로 중간 정도의 연관으로 평가된다. 이질성은 I²=97.99%로 매우 높았고, Q(61)=1,670.23, p＜.0001로 유의하였다. 따라서 표본, 측정도구, 연구설계, 대상등의 이질성이 크다는 것을 확인하였다. 이러한 결과에 대한 Funnel Plot은 Fig. 1 전체 연구의 Funnel Plot으로 보고하였다.

2. 민감도 분석(Sensitivity Analysis)

본 연구에서는 메타분석 결과의 안정성을 확인하기 위해 leave-one-out 방식을 적용한 민감도 분석을 수행하였다. 각 연구를 순차적으로 제외하며 통합 효과크기(Fisher’s z)를 살펴본 결과 효과크기 값은 0.4150 전후로 큰 변화가 없었으며 모든 경우 통계적으로 유의하였다. 따라서 분석 결과가 특정 연구에 의해 크게 달라지지 않았음을 확인하였다.

3. 출판편향

Funnel plot에서는 좌하단의 점이 상대적으로 부족하고 우하단에 점이 분포하는 비대칭 양상이 관찰되었다. 따라서 소규모 연구 또는 작은 효과를 보고한 연구의 누락 가능성이 존재하여 trim-and-fill 절차를 적용하였다. 결과, 추정 및 보정된 결측 연구 수는 0건으로 나타났으며, 보정 전후의 통합 효과크기는 동일하게 유지되었다. 이러한 결과는 출판편향이 본 연구의 통합 효과크기를 실질적으로 왜곡했을 가능성은 제한적인 것으로 보여지나 신중히 해석해야 할 필요가 있는 것으로 판단된다. 이러한 결과에 대한 Funnel Plot은 Fig. 1, 2로 보고하였다. 또한, 출판편향 분석과는 별도로 표본, 측정도구, 연구설계, 대상등의 이질성이 크다는 것을 확인하였다. 메타 회귀 분석(Egger’s regression test) 결과, 연구 질(NOS 점수)을 조절변수로 투입했음에도 이질성은 여전히 높은 수준으로 나타났다. NOS 점수는 통합 효과크기에 통계적으로 유의한 영향을 미치지 않았으며(p=.9614), 이는 연구 질이 높거나 낮더라도 통합 효과크기에 큰 차이를 주지 않음을 의미한다. 이러한 결과에 대해서는 Fig. 3로 보고하였다.

고 찰

본 메타분석에서는 국내 군인 집단을 대상으로 한 자살 관련 위험요인 연구들을 통합하여 29편의 연구(학위논문 11편, 학술논문 18편)를 분석하였다. 전체 평균 효과크기는 Fisher’s z=0.415 (p<.001)로, 중간 정도의 크기를 보였으며 이는 선행 메타분석에서 보고된 일반 인구 집단의 자살 위험요인 수준과 유사하다[57]. 또한 Funnel plot과 trim-and-fill 분석 결과 출판편향이 통계적으로 유의하게 나타나지 않아 결과의 신뢰성을 확보할 수 있었다. 이질성은 I²=97.99%로 매우 높은 수준으로 나타났으나 이는 한국군의 특성을 고려하였을 때 군이라는 한 집단임에도 불구하고 계급 및 군종과 같은 차이를 가지는 표본을 대상으로 하여 연구가 이루어지고 있으며 선행연구들에서도 동일한 양상을 보이고 있다[17-19].

따라서 표본의 이질성을 고려하여 랜덤효과모형 메타분석을 실시하였다. 요인별 분석 결과 우울(r=.64), 외상경험(r=.59), 군스트레스(r=.53), 불안(r=.45), 일반 스트레스(r=.43)는 모두 자살과 강한 관련성을 보였다. 특히 우울은 가장 큰 효과크기를 보여 군인의 자살 위험을 설명하는 핵심적 요인임을 확인하였다. 해당 결과는 Table 1. Results for individual suicide risk factors among military personnel로 보고하였다. 외상 경험 또한 군인의 자살 위험을 높이는 주요 요인으로 나타났는데 이는 군 복무 특성상 전투 훈련, 군폭력, 사고와 같이 외상 경험 노출률이 높기 때문으로 해석된다[58].

자살 위험에 영향을 미치는 또 다른 심리적 요인으로 확인된 불안은 자살 관련 결과와 중간 정도의 효과크기를 보이며 통계적으로 유의한 위험요인으로 확인되었다(r=.45, 95% CI [0.17, 0.73]). 선행연구에서도 불안장애와 자살 행동의 밀접한 관련성이 보고된 바 있으며[59], 특히 외상 후 스트레스장애(PTSD)나 공황장애와 같은 불안장애는 자살 위험을 유의하게 높이는 것으로 알려져 있다. 군인의 경우 전투와 관련된 군사적 훈련과 폐쇄적 생활환경은 불안을 심화시키는 요인으로 작용할 수 있다. 본 연구에서 불안은 우울(r=.64)보다는 낮았으나 군스트레스(r=.53), 외상 경험(r=.59)과 유사한 수준이었다. 불안과 우울은 공병률이 높기 때문에 자살로 이어지는 정서적 취약성을 높이는 요인으로 이해해야 할 필요가 있다[60,61]. 따라서 우울과 같이 불안 증상의 조기 발견과 개입은 자살 예방에 있어서 필수적인 요소로 고려해야 한다.

군스트레스는 중간에서 높은 수준의 효과크기(r=.53, 95% CI [0.40, 0.65])를 보이며 자살 위험에 강한 영향을 미치고 있는 것으로 나타났다. 이는 일반적 스트레스(r=.43)보다 더 큰 효과크기로 군 환경의 특수성이 자살 위험을 심화시킨다는 것을 보여준다. 군 조직의 위계적 구조, 강도 높은 훈련, 전투 준비, 군사법 체계 등은 일반 사회와 다르게 폐쇄적 요인으로 스트레스를 유발한다. 선행연구에서도 이러한 특수한 스트레스(예: 지휘관 통제, 규율 위반 징계, 부대 내 갈등)가 자살사고를 촉진하는 요인으로 확인되었다[62].

선행연구에서는 우울, 불안, 스트레스와 같은 개인 심리 요인과 함께 군 복무 적응, 군 스트레스, 사회적 지지 등의 요인이 군인 자살 관련 결과와 유의한 관련성을 갖는 것으로 보고되었으며[4,17] 본 연구의 요인별 분석 결과에서도 우울, 불안, 스트레스, 군 스트레스 등이 자살 위험과 관련성을 보이는 것으로 확인되었다. 추가적으로 본 연구에서는 포괄적으로 보고된 군 관련 요인을 직무 관련 요인, 군 대인관계 요인, 계급과 같은 구조적 변수로 세분화하여 분석하였다. 결과, 직무 관련 요인(r=.35)과 군 대인관계 요인(r=.31)의 유의한 효과크기를 나타내어 군 조직 내 역할 수행과 대인관계 맥락 역시 자살 위험과 의미 있는 관련성을 지님을 확인하였다. 반면, 계급(r=.08)과 연령(r=.05)은 상대적으로 작은 효과크기를 보여, 인구학적ㆍ구조적 변수의 영향은 제한적일 가능성을 시사한다. 이러한 결과는 군인 자살 위험요인이 개인 심리 요인에 국한되지 않으며, 개인ㆍ관계ㆍ조직 수준 요인이 함께 작용하는 다차원적 구조 속에서 이해될 필요가 있다는 것을 보여준다.

군대인관계는 위계적 구조가 일상생활의 핵심을 이루며, 부대 내 대인관계가 군인의 심리적 상태와 생활 전반에 깊게 영향을 미친다. 부대 내 괴롭힘, 따돌림, 상관과의 갈등은 심리적 고립감과 스트레스 반응을 심화시키며, 이러한 경험은 자살 위험을 높이는 요인으로 작용할 수 있다. 반대로 지지적이고 긍정적인 관계는 회복탄력성을 강화하여 보호요인으로 기능하며, 이는 위험 요인을 완화하고 심리적 부담을 줄이는 중요한 역할을 한다[63]. 따라서 군대인관계는 자살 위험과 보호 요인 모두로 작용할 수 있으며, 개입 전략을 설계할 때 이러한 이중적 특성을 충분히 고려해야 한다.

군 특수적 요인에 대한 개입은 여러 경로를 통해 이루어질 수 있을 것이다. 우선, 개인의 심리적 취약성을 조기에 파악하고 개입하는 것이 중요하다. 본 연구 결과에서 확인된 우울, 불안, 외상 경험과 같은 심리적 요인은 자살 위험과 밀접하게 관련되므로, 위험 노출이 높은 집단을 대상으로 정기적인 심리 평가, 상담, 모니터링 프로그램을 운영하여 정서적 취약성을 조기에 확인하고 필요한 지원을 제공해야 한다.

또한, 군 조직 특유의 스트레스 요인에 대응하기 위해서는 개인 수준의 개입뿐만 아니라 부대 단위의 구조적 접근이 병행될 필요가 있다. 이에 따라 상급자와 하급자를 대상으로 한 괴롭힘 예방 교육과 갈등 조정 프로그램을 시행하고, 동료 간 상호 지지와 협력 체계를 강화하는 개입은 군 조직 내 관계적 스트레스를 완화하는 중요한 경로가 될 수 있다[64]. 더불어 제도적ㆍ환경적 지원도 필수적이다. 정신건강 서비스에 대한 접근성 부족과 비밀보장에 대한 불신과 같이 도움 요청을 저해하는 요인을 해소하고 정기적인 심리 평가와 상담, 비밀보장 기반의 지원 체계, 지속적인 모니터링 시스템 구축하여 복무형태, 부대유형, 배치 지역 등 군 조직의 구조적 특성을 고려한 맞춤형 전략을 수립할 필요성에 대해 보고되었다[65]. 결과적으로 군인 자살 예방 개입은 개인의 심리적 취약성을 감소시키는 것 뿐만 아니라, 군 조직 내 환경적ㆍ사회적 요인을 동시에 고려해야 한다. 위험 요인이 높은 집단을 대상으로 조기 발견과 맞춤형 개입을 하고, 군스트레스를 완화하며 사회적 지지를 강화하고, 제도적 지원과 조직문화 개선을 통합적으로 수행함으로써 군인 자살 위험을 효과적으로 감소시킬 수 있다. 이러한 전략은 단기적 개입뿐만 아니라 장기적 예방 체계 구축에도 기초 자료를 제공하며, 군 조직 차원의 정책과 프로그램 설계에 실질적인 근거를 제시할 수 있다.

본 연구는 국내에 축적된 군인 자살 위험요인을 메타분석하여 핵심 위험요인을 탐색하고 자살 예방의 개입 방향을 제시했다는 점에서 의의가 있다. 본 연구 결과는 향후 군인 자살 예방 프로그램 개발, 정신건강 지원 체계 강화, 그리고 군 특수성을 고려한 맞춤형 개입 전략 수립에 기초 자료로 활용될 수 있을 것으로 판단된다. 그럼에도 연구설계, 대상, 측정도구의 다양성으로 인한 높은 이질성은 결과 해석 시 주의가 필요하다는 한계점을 가진다. 향후 연구에서는 종단적 설계와 표준화된 측정도구를 활용한 검증, 보호요인에 대한 종합적 분석, 그리고 군 조직 내 제도적 변수(복무형태, 부대유형, 배치지역 등)를 포함하는 다층적인 방법을 사용한 연구가 이루어져야 할 것이다.

Notes

Conflicts of interest

The authors declared no conflict of interest.

Funding

None.

Fig. 1.

Funnel plot of all included studies.

Fig. 2.

Trim-and-fill funnel plot.

Fig. 3.

Egger’s regression Test. SND: standard normal deviate, SE: standard error.

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