Does sauna bathing protect against dementia?
www.ncbi.nlm.nih.gov/pmc/articles/PMC7560162/
要旨
サウナ浴のように繰り返し熱を浴びることは、認知症の発症に効果的であることが示唆されている。しかし、疫学的なエビデンスは乏しい。そこで、サウナ入浴中の熱曝露(サウナ入浴頻度、熱曝露回数、熱曝露時間、サウナ温度)とその後の認知症発症リスクとの関連を検討した。
フィンランド移動診療所フォローアップ調査の30~69歳で認知症と診断されていない男女13,994人を対象に、プロスペクティブコホート研究を実施した。39年間の追跡調査の間に、合計1805人の認知症患者が診断された。サウナ浴のデータは質問紙から収集した。Coxモデルに基づいた解析では、サウナ入浴の変数と潜在的交絡因子が含まれていた。
サウナ入浴頻度は、考慮された認知症の潜在的な社会人口統計学的、生活習慣学的、代謝学的危険因子を調整した後、認知症リスクの低下と関連していた。サウナ浴回数が月9~12回の人と、サウナ浴をしていない人、または月4回未満の人との間の認知症のハザード比は、最初の20年間の追跡調査では0.47(95%CI = 0.25~0.88)追跡調査全体では0.81(95%CI = 0.69~0.97)であった。
この結果は、サウナ入浴が認知症を予防するという仮説と一致している。示唆されたサウナ入浴の有益性を検証するためには、さらなる研究が必要である。
キーワード
コホート研究、認知症、受動的身体加熱、保護、サウナ
1. はじめに
脳における受動的身体加熱の潜在的な利点は、最近関心を喚起している(Coombs and Tremblay, 2019, Hunt er al)。 フィンランドではサウナ浴は古くからの伝統であり、受動的身体加熱の一つのタイプ/方法である。
フィンランドのサウナでは、一般的に70~100℃の乾燥した熱に5~20分程度さらされる。サウナ室の隅にあるサウナヒーターの石に水をかけて、サウナの湿度を一時的に上げることができる。ヒートセッションは、屋外でシャワーを浴びたり、水泳をしたりして数分間の冷却休憩を挟んで1~3回繰り返される(Keast and Adamo, 2000, Laukkanen et al 2018a)。サウナは、入浴する場所であるだけでなく、リラクゼーションのための空間であると常に考えられてきた。サウナ入浴の生理的効果は50年代から研究されており、サウナを受けることによるいくつかの有益な健康効果が報告されているが、実験の質にはばらつきがあり、サウナを受けることの長期的効果に関する研究は不足している(Keast and Adamo, 2000, Hannuksela and Ellahham, 2001, Hussain and Cohen, 2018, Kukkonen-Harjula and Kauppinen, 2006)。フィンランドからの前向き研究の最近の所見では、サウナ入浴を頻繁に行うことで、心血管疾患や認知症を含む他の慢性疾患のリスクが低下する可能性があることが示唆されている(Laukkanen et al 2018a)。中年男性フィンランド人の中では、サウナ入浴の適度で高い頻度は、20年間の追跡調査中に認知症リスクの低下と関連していた(Laukkanen et al 2017a)。
本研究は、フィンランドの男女を含む別の集団において、サウナ入浴中の熱曝露と認知症の発症率との関連の強さを推定するために行われた。
2. 研究方法
1973年から 1976年の間に、フィンランド移動診療所追跡調査(FMCF)は、フィンランドの様々な地域の12の自治体で多相健康診断を実施した(Reunanen et al 1983)。19歳以上の男女合計19,518人がこの調査に参加した。参加率は79%であった。30~69歳で認知症と診断されていない人を含めると13,994人であった。
参加者全員が事前に郵送された質問票に記入し、訓練を受けた看護師がベースライン検査の際に確認した。質問票には、月あたりのサウナ入浴の頻度、一般的には1回のサウナ入浴中の加熱回数、1回の連続加熱時間、サウナの温度、入浴に関連したアルコール飲料の使用(すなわち、どの飲料をどのくらいの頻度で、どのくらいの量で)に関するサウナ入浴に関する情報が記載されていた。質問票には、人口統計学的変数(教育と配偶者の有無)ライフスタイル(余暇の身体活動、喫煙、総アルコール消費量)投薬、慢性疾患(神経系の疾患、動脈硬化性心疾患または脳梗塞、糖尿病、高血圧、精神疾患)および知覚健康に関する情報も記載されていた。
健康診断では、体重と身長を測定し、ボディマス指数(BMI、kg/m2)を算出した。カジュアル血圧は水銀マノメーターで測定した。空腹時血液サンプルを採取し、-20℃で保存し、血清総コレステロールおよびトリグリセリド、血漿空腹時グルコースを決定した(Reunanen et al 1983)。
プロスペクティブコホート研究のデザインを選択した。アウトカム変数として使用された認知症の診断は、全国の健康登録との関連付けによって確認された。入院に至る認知症イベント(国際疾病分類[ICD]、第8版、コード290,第9版、コード3310および4378A、第10版、コードF00,F01,F02,F03,G30)は、フィンランド保健福祉研究所(Heliovaara et al 1984年、Solomon et al 2014)が維持している健康管理のためのケアレジスターから入手した。認知症を死因または寄与因子とする死亡率に関する情報は、フィンランド統計局から入手した死亡証明書に基づいた(Reunanen er al)。 処方された抗認知症薬および償還されたアルツハイマー薬に関する情報は、社会保険機関の登録簿から入手した。追跡期間は、ベースライン検査から認知症発症日、死亡日、追跡調査終了日のいずれか早い日までの日数と定義した。1973年から 2011年までの39年間の追跡調査で、1805人の認知症患者が同定された。このうち認知症患者は1343人が健康管理のためのケアレジスターに、834人がフィンランド統計局の死亡診断書に、858人が社会保険機関の投薬に関するレジスターに含まれていた。合計784人はいずれかのレジスターからの情報のみであった。登録簿には、保健所や民間の外来診療所からの情報は含まれていない。
FMCF(Reunanen et al 1983)は、医学研究における倫理に関する現行法に先行している。すべての参加者は、この研究について十分な情報を得ており、自発的に研究に参加し、医学研究のための情報の利用について説明されていた。ベースラインの健康診断に参加することに同意することは、インフォームドコンセントを示すために取られた。参加者はいつでも無条件で同意を撤回することができ、その場合にはデータは削除された。研究計画書およびインフォームド・コンセントを示す被験者の自発的参加の実践は、フィンランド健康福祉研究所の機関審査委員会(IRB 00007085)によって承認された。
3. 統計的方法
潜在的交絡因子によるサウナ浴の分布の記述は、サウナ浴の連続頻度を従属変数とし、それぞれの潜在的交絡因子を独立変数とした線形回帰を用いて行った。ベースライン時のサウナ入浴の指標と潜在的交絡因子のカテゴリー間の認知症のハザード比(HR)と95%信頼区間(95%CI)を評価するためにCoxモデルを用いた。モデル1には、考慮されたサウナ変数、年齢、性別が含まれていた。モデル2には、交絡因子の基準(Rothman et al 2008)を満たす変数(教育、配偶者の有無、地域のタイプ、余暇の身体活動、喫煙、アルコール消費、肥満度指数、高血圧、血漿空腹時血糖、血清中性脂肪、血清総コレステロール)がさらに含まれていた。また、慢性疾患(神経系疾患、動脈硬化性心疾患または脳卒中、糖尿病、高血圧、精神疾患)を調整したモデルも実施した(効果なしのためデータは示さない)。サウナ浴と認知症発症率との関連について、年齢、性別、教育、慢性疾患、サウナ浴の異なる指標の潜在的な効果修飾を、第2モデルに1次交互作用項を含めることで検討した。比例ハザードの仮定は、異なる追跡期間(20年、25年、30年、35年、39)について分析を行うことで検討した(データは20年と39年のみ)。解析はSASソフトウェアバージョン9.3(SAS Institute Inc.
4. 結果
本研究の参加者の大多数は基礎教育を受けていた(表1)。また、参加者は喫煙の有病率が高く、定期的な余暇時間の身体活動の有病率が低かった。また、平均的に血圧が高く、動脈硬化性心疾患や脳卒中のリスクが高かった。
表1 フィンランド移動診療所フォローアップ調査の参加者a のベースライン特性
変数、単位 | 平均(SD) |
---|---|
人口統計変数 | |
男性の性別、% | 51.2 |
年齢、年 | 47,9(11.0) |
基礎教育、% | 70.7 |
既婚、% | 77.8 |
ライフスタイル | |
定期的な余暇の身体活動、% | 11.9 |
現在の喫煙者、% | 26.8 |
アルコール消費量、g /週 | 42.3(79.0) |
代謝の健康 | |
ボディマス指数、kg / m 2 | 25.9(4.1) |
収縮期血圧、mmHg | 146(24.0) |
血漿空腹時血糖値、mmol / l | 5.52(1.13) |
血清トリグリセリド、mmol / l | 1.45(0.95) |
血清総コレステロール、mmol / l | 6.99(1.37) |
慢性疾患 | |
神経系の病気、% | 7.68 |
アテローム性動脈硬化症または脳卒中、% | 17.2 |
糖尿病、% | 1.94 |
精神障害、% | 3.48 |
a 30〜69歳の参加者を含みます(N = 13,994)。
いくつかの人口統計学的、生活習慣学的、代謝学的変数と認知症の発生との関連の強さは交絡の基準を満たしていた(表2)。
表2 フィンランド移動診療所フォローアップ調査における潜在的危険因子のカテゴリー間の認知症のハザード比(HR)a
変数 | カテゴリー | 認知症の数 | 危険にさらされている数 | 人事 | 95%CI |
---|---|---|---|---|---|
人口統計変数 | |||||
セックス | 男性 | 707 | 7023 | 1 | |
女性 | 1064 | 6740 | 0.87 | 0.77〜0.98 | |
年齢、年 | 30〜39 | 118 | 3830 | 1 | |
40〜49 | 536 | 3938 | 5.84 | 4.77〜7.15 | |
50〜59 | 682 | 3400 | 16.6 | 13.5〜20.4 | |
60〜69 | 435 | 2595 | 55.3 | 44.0〜69.5 | |
教育 | 基本 | 1358 | 9703 | 1 | |
中級 | 313 | 3187 | 0.82 | 0.72〜0.93 | |
より高い | 100 | 873 | 0.83 | 0.67〜1.02 | |
配偶者の有無 | 未婚 | 180 | 1605 | 1 | |
既婚 | 1359 | 10,720 | 0.96 | 0.82〜1.13 | |
未亡人 | 177 | 959 | 0.87 | 0.70〜1.08 | |
離婚 | 55 | 479 | 0.85 | 0.63〜1.16 | |
地域タイプ | 都市 | 758 | 5633 | 1 | |
農村 | 639 | 4971 | 0.87 | 0.78〜0.97 | |
産業 | 374 | 3159 | 0.85 | 0.75〜0.97 | |
ライフスタイル | |||||
余暇の身体活動 | 非活性 | 459 | 3527 | 1 | |
たまに | 1125 | 8691 | 0.99 | 0.89〜1.11 | |
定期的に | 187 | 1645 | 0.98 | 0.82〜1.17 | |
喫煙 | 決して | 1140 | 7448 | 1 | |
前者 | 312 | 2624 | 0.97 | 0.83〜1.12 | |
電流 | 319 | 3691 | 1.25 | 1.08〜1.44 | |
アルコール | 無し | 1016 | 6189 | 1 | |
消費b | 中程度 | 698 | 6876 | 0.83 | 0.74〜0.93 |
ヘビー | 57 | 698 | 1.00 | 0.76〜1.33 | |
代謝の健康 | |||||
ボディ・マス・インデックス | <25 | 701 | 6287 | 1 | |
(kg / m 2) | 25〜29.9 | 769 | 5513 | 0.97 | 0.87〜1.08 |
≥30 | 301 | 1963年 | 1.08 | 0.94〜1.25 | |
血圧c | 正常 | 555 | 5253 | 1 | |
高架 | 1216 | 8510 | 1.08 | 0.97〜1.21 | |
プラズマ高速。ブドウ糖d | <5.6 | 1093 | 8905 | 1 | |
(mmol / l) | ≥5.6 | 678 | 4858 | 1.15 | 1.05〜1.28 |
血清トリグリセリドd | <1.7 | 1318 | 10,334 | 1 | |
(mmol / l) | ≥1.7 | 453 | 3429 | 1.12 | 1.00〜1.25 |
血清コレステロール | <6 | 333 | 3305 | 1 | |
(mmol / l) | ≥6 | 1438 | 10,458 | 0.96 | 0.85〜1.08 |
aモデルには表中のすべての変数が含まれ、リスク時の数(N = 13763)には、モデル中の変数のいずれにも欠落データがないすべての個人が含まれた。
b総アルコール消費量。b総アルコール消費量:なし=0;中等度=男性で1-1-99 g/週、女性で1-99 g/週;重度≧男性で200 g/週、女性で100 g/週。
c収縮期血圧が140以上、拡張期血圧が90以上の場合、または降圧剤を使用している場合は、血圧が高いとみなされた。
dカットオフは、メタボリックシンドロームの定義に基づいたもので、国際的には
実質的にすべての参加者(99.0%)が月に平均6.03回(SD = 2.73)サウナ浴を行っていた。サウナ浴の平均回数は、考慮された潜在的交絡因子のカテゴリー間で異なっていた(表3)。一般的に、1~2回のヒートセッションが行われ、1回のヒートセッションあたりのストレートなヒート滞在は15分未満であり、サウナの温度は100℃以下であった(表4)。また、約3分の1の参加者がサウナ入浴に関連してビールなどのアルコール飲料を使用していると報告していた。
表3 フィンランド移動診療所フォローアップ調査における人口統計学的、生活習慣学的、代謝学的要因のカテゴリー別のサウナ入浴頻度
変数 | カテゴリー | 毎月のサウナ入浴頻度a
|
||
---|---|---|---|---|
数 | 平均 | SD | ||
人口統計変数 | ||||
セックス | 男性 | 7004 | 6.11 | 2.82 |
女性 | 6689 | 5.97 | 2.64 | |
年齢層、年 | 30〜39 | 3813 | 6.48 | 2.90 |
40〜49 | 3922 | 6.38 | 2.70 | |
50〜59 | 3380 | 5.80 | 2.71 | |
60〜69 | 2578 | 5.18 | 2.29 | |
地域タイプ | 農村 | 5605 | 5.77 | 2.71 |
都市 | 4950 | 6.34 | 2.70 | |
産業 | 3138 | 6.04 | 2.81 | |
教育 | 基本 | 9651 | 6.10 | 2.74 |
中級 | 3172 | 5.98 | 2.72 | |
より高い | 870 | 5.55 | 2.80 | |
配偶者の有無 | 未婚 | 1593 | 5.23 | 2.77 |
既婚 | 10,669 | 6.22 | 2.70 | |
未亡人 | 954 | 5.76 | 2.58 | |
離婚 | 477 | 5.20 | 2.90 | |
ライフスタイル | ||||
余暇の身体活動 | 非活性 | 3516 | 5.80 | 2.80 |
たまに | 8539 | 6.19 | 2.70 | |
定期的に | 1638年 | 6.59 | 2.72 | |
喫煙 | 決して | 7399 | 6.08 | 2.63 |
前者 | 2611 | 6.09 | 2.81 | |
電流 | 3683 | 5.93 | 2.88 | |
飲酒b | 無し | 6144 | 5.81 | 2.60 |
中程度 | 6855 | 6.19 | 2.78 | |
ヘビー | 694 | 6.59 | 3.13 | |
代謝の健康 | ||||
ボディ・マス・インデックス | <25 | 6256 | 5.87 | 2.71 |
(kg / m 2) | 25〜29.9 | 5482 | 6.17 | 2.80 |
≥30 | 1955年 | 6.22 | 2.64 | |
血圧c | 正常 | 5228 | 6.04 | 2.75 |
高架 | 8465 | 5.04 | 2.72 | |
血漿空腹時血糖値d | <5.6 | 8861 | 6.10 | 2.73 |
(mmol / l) | ≥5.6 | 4832 | 5.81 | 2.74 |
血清トリグリセリドd | <1.7 | 10,284 | 6.11 | 2.75 |
(mmol / l) | ≥1.7 | 3409 | 5.84 | 2.69 |
血清総コレステロール | <6 | 3283 | 5.88 | 2.66 |
(mmol / l) | ≥6 | 10,410 | 6.09 | 2.76 |
aすべての変数が同じ線形モデルに含まれ、リスク時の数(N = 13693)は、モデル内のどの変数でもデータが欠損していないすべての個人を含んでいた。すべての変数でカテゴリー間に差があった。
b総アルコール消費量。b総アルコール消費量:なし=0;中等度=男性で1-1-99g/週、女性で1-99g/週;重度≧男性で200g/週、女性で100g/週。
c収縮期血圧が140以上、拡張期血圧が90以上の場合、または降圧剤を使用している場合は、血圧が高いとみなされた。
dカットオフは、国際糖尿病連盟(Alberti et al 2006)に従ったメタボリックシンドロームの定義に基づいている。
表4 フィンランド移動診療所フォローアップ調査におけるサウナ入浴の指標のカテゴリーにおける認知症のハザード比(HR)
性別と年齢調整A | フルモデルb | |||
---|---|---|---|---|
インジケータ | n | N | HR(95%CI) | HR 95%CI |
サウナ風呂の頻度/月 | ||||
≤0〜4回 | 660 | 4724 | 1 | 1 |
5〜8回 | 926 | 7028 | 0.97(0.87–1.07) | 1.01(0.90–1.11) |
9〜12回 | 178 | 1896年 | 0.76(0.64〜0.90) | 0.81(0.69–0.97) |
13〜30回 | 29 | 271 | 0.90(0.62〜1.30) | 0.91(0.62–1.33) |
ヒートセッション/サウナバスの数 | ||||
一度 | 1108 | 7949 | 1 | 1 |
2回 | 584 | 5123 | 0.96(0.87–1.06) | 0.98(0.88–1.09) |
3回以上 | 88 | 763 | 0.92(0.74–1.15) | 0.95(0.76–1.18) |
ストレート1ヒートセッションの長さ | ||||
<5分 | 401 | 2686 | 1 | 1 |
5〜14分 | 1206 | 9876 | 0.86(0.77–0.97) | 0.90(0.80–1.01) |
≥15分。 | 154 | 1161 | 0.86(0.71〜1.04) | 0.87(0.72–1.05) |
サウナの温度 | ||||
<80°C | 718 | 5108 | 1 | 1 |
80〜99°C | 963 | 8019 | 0.93(0.85–1.03) | 0.94(0.85–1.04) |
> 100°C | 92 | 653 | 1.11(0.89–1.38) | 1.14(0.92–1.43) |
aリスクのある人の数は、それぞれの入浴変数のデータが欠落していない人の数に依存する。
bフルモデルには、性別、年齢、教育、配偶者の有無、地域別、余暇時間の身体活動、喫煙、アルコール摂取、肥満度指数、血圧、血漿空腹時血糖、血清中性脂肪、血清総コレステロールが含まれている。
サウナ浴は、潜在的な認知症の社会人口統計学的、生活習慣学的、代謝学的危険因子を調整した後、認知症リスクの低下と関連していた(表4)。
- 月に9~12回入浴している人のハザード比(HR)は、月に0~4回入浴している人に比べて0.81(95%CI=0.69~0.97)であった。月に13~30回入浴している人のハザード比(HR)は、月に0~4回入浴している人と差がなかった。
- 1回のヒートセッションにつき5~14分間、5分未満の場合と比較して、5~14分間の継続的なヒート滞在は、リスクの低下に関連していることが示唆された。
- 認知症予防に最も好ましいサウナ温度は80~99℃であった。
異なる追跡期間におけるサウナ変数とその後の認知症発症との関連の強さについての研究では、追跡期間の最初の20年間のサウナ入浴回数とサウナの温度が最も強い関連を示した。月間入浴回数が9~12回の人の認知症のHRは,0~4回の人と比較して0.47(95%CI=0.25~0.88)であった。サウナの温度が100℃以上の人は、80℃以下の人と比較して、最初の20年間はリスクが高いことが明らかになった(HR = 2.04,95%CI = 1.32-3.15)。
性別、年齢、教育、健康状態、または慢性疾患は、サウナ入浴頻度と認知症発症との関連を有意に修飾しなかった(データは示されていない)。
5. 考察
本研究の結果から、サウナ入浴を頻繁に行うことで、男女ともに認知症リスクが低下する可能性があることが示唆された。この知見は、フィンランドの中年男性を対象とした先行研究の結果と一致している(Laukkanen et al 2017)。
考慮されたサウナ入浴習慣のさまざまな特徴のうち、サウナ入浴の頻度が最も重要な認知症の予測因子であった。最初の20年間の追跡調査では、月に9~12回のサウナ浴を報告している人(すなわち、週に3回程度)の認知症リスクは、月に0~4回しかサウナ浴をしていない人の認知症リスクの半分以下であった。認知症リスクの低下は追跡調査中に減衰したが、40年近く経過してもリスクの低下は明らかであった。したがって、週3回のサウナ入浴は認知症リスクの低下と関連している可能性がある。
サウナ浴の効果を得るためには、適切な熱量が必要であることが示唆された。しかし、サウナの熱量が高すぎると脳に良くない可能性がある。100℃以上のサウナで入浴した人の認知症リスクは、80℃以下のサウナで入浴した人に比べて、最初の20年間の追跡調査で2倍になった。
受動的な身体の加熱は、脳機能に影響を及ぼす可能性のあるいくつかの生理学的、代謝的、細胞的変化を誘発する。しかし、認知症の発症におけるこれらのメカニズムの重要性は、まだ解明されていない(Hunt et al 2020)。
体温の上昇は、身体運動による代謝の亢進によるか、受動的な体温の上昇によるかのいずれかで、ヒートショックの出現を誘導する(Noble et al 2008, Faulkner et al 2017, Brunt et al 2018, Oehler et al 2001)。ヒートショックプロテインは、正常な細胞機能において重要な調節因子であり、タンパク質の形成をガードし制御する上で不可欠な役割を有する(Schlesinger, 1990, Stetler et al 2010)。タンパク質の構築およびフォールディングの障害は、神経疾患の発症の中心であるため、ヒートショックプロテインは、脳におけるタンパク質の恒常性の維持において重要である可能性がある(KampingaおよびBergink 2016,Hunt et al 2020)。
適切な血液供給と血管因子は、血管性認知症だけでなく、アルツハイマー病においても重要である(Kapasi and Schneider, 2016, Shabir er al)。 温水浴中の受動的な身体加熱によって実験的に誘発されたストレスは、心血管機能を強化し、内皮機能、動脈硬化、血圧を改善することが示されている(Brunt et al 2016)。フィンランドのサウナの熱への暴露は、心血管機能に同様の有益な効果を引き起こすことが示唆されている(Laukkanen et al 2018c、Lee et al 2018)。最近の横断的研究では、静脈の動脈硬化性変化を反映した頸動脈内膜厚の増加は、より低い脳血流と関連していた(Cermakova et al 2020)。プロスペクティブに、頻繁なサウナ入浴は高血圧症(Zaccardi et al 2017)および心血管疾患のリスク低下と関連している(Laukkanen et al 2018b)。
炎症性プロセスは神経変性疾患において重要であることが示唆されている(Chen et al 2016)。横断的および縦断的研究では、サウナ入浴は、頻繁に入浴する人の間で炎症が減少したことを暗示する炎症性血清マーカーの低レベルと関連していた(Laukkanen and Laukkanen, 2017, Kunutsor et al 2018)。脳におけるサウナの効果の一部が、炎症の減少を介して伝達されている可能性がある。
サウナ入浴や他の受動的な身体の加熱は、いくつかの内分泌変数に影響を与えることが報告されており、脳内での示唆された効果にも寄与している可能性がある。しかし、ホルモンに対する身体受動加熱の影響は大きく変動し、入浴者の個々の特徴や身体加熱の状況に依存し、サウナへの適応が反応に影響を与える(Huhtaniemi and Laukkanen, 2020)。サウナ入浴中に頻繁に報告されるβ-エンドルフィンレベルの増加は、明らかにサウナ後の幸福感に寄与している(Laukkanen et al 2018a)。血漿中のストレスホルモン、例えばコルチゾールは熱ストレスへの反応として増加するが、その効果は試験条件に依存する(Huhtaniemi and Laukkanen, 2020)。長時間のサウナ入浴は、身体に負担をかけている可能性がある(Rissanen et al 2020)。
睡眠の問題や睡眠不足は、アルツハイマー病や認知症と関連していることが多い(Shi er al)。 フィンランドの中年男性を20年間追跡調査した研究では、認知症リスクの増加は頻繁な睡眠障害と関連していた(Luojus et al 2017)。受動的な体温のために温水浴を使用した実験から得られた知見は、体のコア温度の上昇が、体のコア温度の上昇と睡眠への近さに応じて、有益に睡眠に影響することを示唆している(Horne and Reid, 1985, Bunnell et al 1988, Liao, 2002)。潜在的にサウナ入浴も同様に睡眠に影響を与える。フィンランドの中年都市居住者を対象とした調査では、サウナ入浴が睡眠を促進すると認識された要因の一つとして挙げられている(Urponen et al 1988)。
考えられるメカニズムは、本研究では測定されなかったすべての認知症関連因子である認知的予備力の強化(Xu et al 2020年)社会的接触の増加(Kuiper et al 2015年)ストレスの軽減(Escher et al 2019)にも関連している可能性がある。どうやら、これらの要因はサウナ入浴にも関係している可能性があるようである。このトピックに関する研究データは限られているが(Hussain and Cohen, 2018, Laukkanen et al 2018a)サウナ入浴や他の受動的な身体の加熱に習慣的に関連する気分や幸福感に対するリラクゼーションや有益な効果は、脳に対するサウナの示唆された利点に寄与しているかもしれない。ストレスの軽減、楽しみ、および社会的接触は、オンラインアンケートの回答者によってサウナ入浴の動機として最も頻繁に命名された(Hussain et al 2019)。このように、軽度から中等度の熱ストレスは認知機能を改善する可能性があるのに対し、重度の熱ストレスは認知機能を損なうことが示唆されている(Schmit et al 2017)。
サウナ入浴の効果に関する研究の大部分は、習慣の利点に賛成しているが、強い受動的な身体の加熱が脳に有害な影響を及ぼす可能性も排除できない。激しい熱ストレスは脳の血流を低下させ、血液脳関門の透過性を高める可能性がある(Nelson et al 2011, Bain et al 2015)。したがって、非常に高いサウナ温度での入浴中に、体のコア温度が脳血流に悪影響を及ぼすほど高く上昇する可能性がある。体温調節機能が低下している高齢者やその他のグループは、重度の受動的熱ストレスの間、特に脆弱である(Bain et al 2015)。若年者の間では、脳に対する中等度および高熱ストレスの影響は、心血管、脳および代謝の変化によって相殺される可能性がある(Bain et al 2020,Gibbons et al 2020)。
我々の研究にはいくつかの強みがある:男性と女性を含む大規模な集団ベースのサンプル、認知症の発生を長期間追跡した縦断的なコホート研究のデザイン、サウナ入浴を記述する変数の包括的なセット、およびいくつかの潜在的な交絡因子が利用可能である。全国登録による継続的な追跡調査により、脱落者はなかった。
しかし、限界もある。研究集団の一部のサブグループにおける認知症の症例数が少ないため、関連性の一部が隠されている可能性がある。また、サウナ浴の測定はベースライン時に1回しか行われていないため、長期追跡調査中の個人内での習慣の変化を考慮することができず、関連性の強さを混乱させている可能性がある。認知症の危険因子はよく知られていないため、潜在的な交絡因子を包括的に調整し、効果を修飾する可能性のある因子を考慮したにもかかわらず、交絡因子が残存する可能性がある。認知症の診断は登録データに基づいているため、発生率が過小評価されており、サウナ入浴と認知症発生率の関連性の強さの推定値は保守的なものとなっている。しかし、登録簿の対象となる認知症の診断は、今回のようなコホート研究では十分に正確であることが示されている(Solomon et al 2014)。ベースラインで有病率の高い認知症症例を完全に排除することはできなかった。この影響を最小化するために、70歳以上のすべての個人を研究から除外した。異なるタイプの認知症の信頼できる分離は、利用可能な登録データに基づいて不可能であった。アルツハイマー病と血管性認知症は病理学的特徴を共有していることが多く、認知症のほとんどは混合型である。我々の研究はフィンランドで行われたものであり、サウナ入浴が幼少期から老年期までほぼすべての住民の毎週の日課となっている(Markkola et al 1989, Strandberg et al 2018)ので、今回の調査結果はこのような状況下でのみ関連するものであるかもしれない。全くサウナを利用しなかった参加者が非常に少なかったため、サウナ入浴をしなかったことによる最終的な結果は、この人口の間では研究できなかった。
6. 結論
フィンランドの男女を含むこの集団ベースの研究の結果は、サウナ入浴が認知症の発症を予防するという仮説と一致している。しかし、関連性の病因に関する正確な仮説がないこと、フォローアップ期間中のサウナ入浴の反復測定が行われていないこと、交絡因子が残存している可能性があること、認知症診断が複雑であることなどの理由から、確固たる結論は得られていない。サウナ浴に関する反復測定を行った大規模コホート研究からのさらなる結果が必要である。