統計的手法による下水管渠の耐用年数確率分布推定
及び将来改築必要量予測

By

国土交通省

藤生

和也＊1

日本下水道事業団

宮内千里＊2

Kazuya FUJIU,

Chizato MIYAUCHI

論 文 主 旨：2005 年 度 の 管 渠 の 改 築 延 長 及 び 供 用 延 長 に つ い て 全 国 の 地 方 公 共 団 体 を 対 象 としたアンケート調査を行い、アセットマネジメントで重要な役割を果たす現場実態的耐用年数の確率分布などを統計的に算出した。また、これらを用いて全国単位の将来改築必要量を予測した。
本研究では統計解析手法として、管齢別の供用延長に対する改築延長の割合から導かれるデータにワイブル分布の信頼度関数を近似式として用い、耐用年数確率分布を導き出した 。ま た 、そ の 分 布 を 用 い 、2005 年 度 に お け る 敷 設 年 度 別 供 用 延 長 及 び 改 築 延 長 か ら 全 国の将来改築必要量を予測した。
こ れ ら の 解 析 の 結 果 、使 用 デ ー タ に よ り 平 均 耐 用 年 数 は 83～ 93 年 、全 国 の 将 来 改 築 必 要
量 の ピ ー ク は 2093 年 に 4,653km と 算 出 さ れ た 。 ま た 、 過 年 度 の 年 間 敷 設 延 長 の 推 移 に 現れる鋭いピークは予測された将来改築必要量の推移では極めてなだらかとなることが明らかとなった。
【キーワード】アセットマネジメント、耐用年数、改築予測

１．序論

83～100 年という数字が得られる。しかしながら、下水道事業など社会資本整備事業においては固定実際はどれくらいの敷設後経過年数（以下、管渠に資産、とりわけ耐用年数の長いコンクリート構造物ついて「管齢」という。単位は年とする。）で改築まなどの固定資産の割合が大きいので、その維持修繕、たは再構築（表題及び以下、両者に廃止も含めて「改改築更新の適否が事業全体の効率性を大きく左右す築」という。）が行われているのか実態が不明であっると考えられる。そこで近年、全国的下水道資産量た。の増大とともにアセットマネジメントないしストッアセットマネジメントにおいてライフサイクルコクマネジメントと呼ばれる手法の導入研究が活発化

スト検討及び将来改築必要量予測は非常に重要な柱している。

である。徴税上及び会計処理上の耐用年数は、減価管渠の経済的耐用年数は、米国では、管の材質、償却資産の耐用年数等に関する省令（昭和 40 年大蔵

土壌、建設施工、接続部の材質、その他の多くの要省令第 15 号）や地方公営企業法施行規則（昭和 27因の影響を受け、およそ 75 年から 150 年の幅を持つ年 9 月 29 日総理府令第 73 号）に具体的数字が定め1)2)と言われている 。日本では東京都で 72 年 とされられている。しかし、アセットマネジメントのそれている。また、本論文のアンケート調査に先行してら正確な検討予測作業には、便宜上のものではなく行方らが行った 1999 年度調査結果では、コンクリー

現場実績に即した耐用年数ないし耐用年数確率分布

ト管渠について敷設時延長に対する改修延長の割合が強く必要とされている。

として中間的には年間 0.5～0.6 パーセント程度と示されており

3)、この逆数をとり二分の一を乗じれば他方、下水道の資産量は 1960 年頃から急速に増加してきたため、それ以前に整備された敷設後経過

年数の大きい（以下、「高齢」という）資産量及びその供用延長に対する改築延長の割合(λ 2005(t))を次式の改築データが僅少である。そのことは実際に現場で算出する。

で管渠が敷設されてから改築されるまでの耐用年数の確率分布の全貌を直接把握することを難しくしてλ2005 (t ) =いる。

Q2005 (t )P2005 (t ) + Q2005 (t )(1)

そこで、本論文は国土交通省が行った全国の地方

2005 年度における管齢 t の管渠について敷設時す公共団体を対象とした 2005 年度改築実態調査結果

なわち(2005-t)年度から 2005 年度まで改築されずにをもとに、この確率分布を統計的に近似推定した。

供用し続ける割合（R(t)）は次式とおりとなる。

また、その結果を用いて管渠の全国単位での将来改R(t ) = (1 −λ2005−t (0) ) ⋅ (1 −λ2005−t +1 (1) )築必要量を予測した。
なお、本論文で論ずる耐用年数は現場実態的なものである。つまり老朽化の場合だけでなく、下水道計画の変更の場合や、道路改良や区画整理など他事業からの要請の場合の改築データも計算に使われて(2)⋅ ⋅ ⋅ (1 −λ2004 (t − 1) ) ⋅ (1 −λ2005 (t ) )ここで、
λ 2005-i(t-i)： (2005-i)年 度に おけ る管齢 (t-i)の管について供用延長に対する改築延長の割合おり、また、維持修繕実行スタンスの積極・消極度

日本の人口の簡易生命表では、「死亡状況が今後や予算事情などによる改築の前倒し・先送りの影響変化しないと仮定」 4) 、すなわち将来各年各齢の死も包含していると考えられ、必ずしも管材性能、敷亡率を現在と同じと仮定して平均寿命などを算出す

設技術だけで定まってはいない。

る。これにならい、上式のλの項を今回アンケート調査から算出される 2005 年度値のλの項で全て代２．研究方法

用し、次式で算出する。この方法では時代とともに(1) データ収集方法

進む管材品質や施工技術の向上による長寿命化を織下水道事業を実施している全ての地方公共団体に対して 2006 年７～8 月にアンケート調査を実施し、1,554 団体から回答を得た。アンケート項目は次の項目である。回答欄の最大管齢は 100 年とした。
a) 管齢別・管種別の 2005 年度末時点での供用延長

り込めないので過小推定側となると考えられる。

R(t ) = (1 −λ2005 (0) ) ⋅ (1 −λ2005 (1) )(3)⋅ ⋅ ⋅ (1 −λ2005 (t − 1) ) ⋅ (1 −λ2005 (t ) )全管種合計及び各管種について、これらデータか（P2005(t)）（t=0,1,2,･･･,100）

ら算出される R(t)プロット群にγ＝0 と置いたワイb) 管齢別・管種別の 2005 年度工事での改築延長

ブル分布 5)の信頼度関数 Rw(t)を最小二乗法により（Q2005(t)）（注：改築後は t=0 になる。つまり P2005(0)近似して、その係数ｍ、ηを定める。さらに、以下にはΣQ2005(t)が含まれている。また Q2005(0)=0 としの式に従って、ハザード関数と呼ばれるλw(t)、確た）率密度関数と呼ばれるｆw(t)が求まる。

ここで区別した管種は、コンクリート管(CP)、陶⎛ t −γ ⎞− ⎜⎜⎟⎟⎝ η ⎠m

管（TP）、塩化ビニール管（VP）、更生管、その他のRw(t ) = e

5 区分とした。下水道台帳上、管種が不明な管は「そd (1 − Rw(t ) ) m ⎛ t − γ ⎞⎟fw(t ) == ⋅ ⎜⎜dtη ⎝ η ⎟⎠の他」に区分した。CP は、ヒューム管、鉄筋コンク
リート管、レジン管、現場打ちコンクリート管、コ(4)
m −1

⋅e

⎛ t −γ ⎞⎟⎟−⎜⎜⎝ η ⎠m

ンクリートセグメントによるシールド管などからなる。ただし、内側に FRP 等別材料を使用しているものは「その他」に区分した。
(2) 解析方法
アンケート調査結果から得られる P2005(t)，Q2005(t)を使って、2005 年度における管齢 t のものについて(5)

fw(t ) m ⎛ t − γ ⎞⎟= ⋅⎜λw(t ) =Rw(t ) η ⎜⎝ η ⎟⎠m −1(6)

参考に、（４）式で表されるワイブル信頼度関数

0.6

m=8m=3m=1R(t)

Ｒw(t)

0.8

ηは全て30γは全て0m=0.510.80.60.40.40.20.201ｍは全て3γは全て0η=40ｍは全て3
ηは全て300.8R(t)10.60.4

η=30η=20γ=0γ=10

γ=-100.2

η=1000ttt

図－１ ワイブル信頼度関数の各係数の性質の一般的性質について解説をする。ワイブル分布は時点での前年度継続以外の供用延長 P2005+i(0) を算
物体の脆弱破壊に対する確率を統計的に記述する際出する。さらにこれを用いれば、i を繰り上げた(10)に広く用いられる。形状パラメータ m、尺度パラメ式が計算可能となる。同様にして、i を 1 から 200ータη、位置パラメータγの値により Rw(t)は図－まで順次繰り上げながら Y2005+i 、P2005+i(0) を算出

１のような曲線になる。ηとγ一定のもとｍを変化する。

させると、曲線の凹凸が変化する。ｍ、γ一定のもとηを変化させると、曲線が左右方向に伸縮する。

i +100Y2005+i = ∑ P2005+i − j (0) ⋅ (Rw( j − 1) − Rw( j ) ) (10)j =1ｍ、η一定のもとγを変化させると、曲線が左右方向へ平行移動する。γは残留応力や故障の無い期間等を評価するパラメータとされるため、今回の近似では全てγ＝0 としている。平均耐用年数、すなわ
ち敷設から改築までの平均経過年数μ及び分散σ2は次式で算出される。

⎛⎝

μ = ηΓ⎜1 +1⎞⎟m⎠

⎡ ⎛2⎞
1 ⎞⎤
⎛
σ = η ⎢Γ ⎜1 + ⎟ − Γ 2 ⎜ 1 + ⎟ ⎥⎝ m ⎠⎦⎣ ⎝ m⎠
22P2005+i (0) = X 2005+i + Y2005+ i − Z 2005+i(11)

ここで、X2005+i：2005+i 年度における新規敷設延長
Z2005+i：2005+i 年度における廃止延長(7)以上より、将来改築必要量 Y2005+i（i=1,2,･･･,200）が予測される。
なお、本予測では X2005+i、Z2005+i とも見込んでお(8)らず、零としたが、予定値を設定することも可能である。また、アンケート調査で敷設年度が不明だった供用延長（判明している延長に対して 6.81%）はこ こ で， Γ( )は ， ガン マ 関数 であ る ｡算 出に は各敷設年度の供用延長割合で按分し加算した。

Microsoft Excel のガンマ関数の自然対数の値を返す GAMMALN(x)という関数を用いた。

３．結果と考察

最後に、P(t)と Rw(t)から全国の将来改築必要量予(1) アンケート調査の集計結果測を行う。近似で得られた全管種合計の Rw(t)を用

2005 年度における３管種（CP、TP、VP）と全管いて全国の将来改築必要量の予測を 2005 年度の 200

種合計の敷設年度別、すなわち管齢別の供用延長分

年後の 2205 年度まで行う。

布及び改築延長プロットを図－２に示す。2004 年度

予測計算手順は次のとおり。

末時点の管路延長合計は 372,940km と算出され、下6)a) 近似的な過年度敷設延長 P2005-t(0)（t=1,2,･･･,100）

水道統計を次式により算出する。

383,833km の 97%にあたり、アンケート調査の回収

P2005−t (0) = P2005 (t ) Rw(t )(9)に記載されている全国供用延長率は非常に高い。
敷設年度別にみた VP の供用延長は 1970 年代よりb) (10)式により 2005+i 年度における改築延長 Y2005+i急激に伸びており、1999 年度の 11,349km をピークを算出し、これを用いて(11)式により 2005+i 年度末と し て 、 そ の 後 、 減 少 傾 向 と な り 、 2005 年 度 は

16,000

32CP（左軸）
TP（左軸）
VP（左軸）全管種合計（左軸）
改築または廃止延長（右軸）供用延長 (km)12,000282410,000

208,000

166,000

124,000

82,0004001905

1915

1925

1935

19451955

196519751985

1995

改築延長 (km)14,0002005

図－２ 2005年度における敷設年度別の供用延長と 改築延長までを解析対象とした。使用データにより表－1 のよ8,082km であった。
敷設年度別にみた CP の供用延長は 1960 年代よりうにケース分けした。1 から 4 までのケース分けは、伸びており、1987 年度の 5,230km をピークとして、アンケート調査のデータ範囲に対し近似式の外挿とその後、減少傾向となり、2005 年度は 894km であなる管齢 98 年以上の区間に留意し、神田下水 (8)と神った。

戸外国人居留地下水 (9) のデータを使用するか否かの敷設年度別にみた TP の供用延長は 1960 年代より観点から行った。ケース 1 ではアンケート調査デーなだらかに伸び、1987 年度の 803km をピークとしタをそのまま最小二乗法近似した曲線を、ケース 2て、その後、減少傾向となり、2005 年度は 259km

では両下水のプロットの中点を通りアンケート調査であった。

データを最小二乗法近似した曲線を、ケース 3、4 で改築延長は、第二次世界大戦前に 1934 年度 5kmはそれぞれ神田下水、神戸外国人居留地下水のプロをピークとし、戦後に 1970 年度 11km をピークとしットを通りアンケート調査データを下側から 包絡すて以後、減少傾向となっている。管齢が会計上の耐る 曲線を算出した。

用年数として用いられる 50 年に達する前にも一定

ケース 5 では、改築延長の確率的な発生が観測さの改築が実施されていることが判る。地方公共団体れるために供用延長が十分な長さであるか否かの観をヒアリングした結果、これら早めの改築の老朽点から、改築延長にゼロが見られる管齢 84 年以上の化・損傷以外の理由として、道路改良、区画整理などに時期を表－１

ケースごとの設定条件及び近似ワイブル関数の係数合わせた移設や、流下能力増強

ケース

12345のための再構築があることが判

使用データ範囲の最高管齢

97

97－－

83

特別に加えたデー
タ－

右記２下水の中点

神田下水

神戸居留地
下水－

った。
(2) 解析結果と考察
a) 全管種合計での解析と考察

m2.87

3.34

2.95

3.10

3.24

管齢 98 年の供用延長、改築延η

104

99.4

97.0

94.4

98.4

長 のデー タが ないた め、 R(97)

μ92.8

89.2

86.6

84.4

88.2

σ35.1

29.5

32.0

29.8

29.9

データを除外し最小二乗

ケース1 Ｒw(t) (m=2.87,η=104)
Ｒ(t)ケース2 Rw(t) (m=3.34,η=99.4)
ケース1 ｆw(t) (μ=93,σ=35)
ケース2 ｆw(ｔ) (μ=89,σ=30)法近似した曲線を算出した。ケースごとの係数ｍ、100%近い範囲にあると考えら90%れるので、以下、代表的80%ケースとして、地方公共70%

団体ごとのデータ の解析に 応用できるケース 1 及び両下水のデータを使用

1.2%

60%

0.9%

50%
40%0.6%30%したケース 2 について解20%

析・考察を進める。

神戸外国人居留地下水

0%97 年までの全管種合計

030

60

0.0%
120
150
2005年までの経過年数

90の R(t)プロット、これに図－３ 全管種合計のR(t)、Rw (t)、ｆw (t)最小二乗近似して係数ｍ、15%λw(t) (m=2.87,η=104)λ(t)その係数ｍ、ηを使用した fw(t)曲 線 を図 －３に

0.3%

神田下水

10%

ケース１について管齢ηを定めた Rw(t)曲線、

1.5%

ｆw(t)

Ｒ(t)とRw(t)ηは一定ばらつくものの12%水等に係るプロット及びケース 2 の曲線については後述）。また、R(t)プロλ(t)とλw(t)示す（図－３中の神田下
9%6%ットを算出する過程 で算3%出 されたλ(t)プロット、近似式 Rw (t)の係数ｍ、0%ηを使用したλw (t)曲線

0306090を図－４に示す。

120
2005年までの経過年数

図４ 全管種合計のλ(t)と λw (t)R(t)に 係 る ア ン ケ
100%ート調査結果以外のCPのRw(t) (m=3.01,η=104)
TPのRw(t) (m=2.94,η=92.8)
VPのRw(t)CPのR(t)
TPのR(t)
VPのR(t)

貴重な高齢管参考デ80%ータとして神田下水と神戸外国人居留地

60%

15.4%、 神 戸 外 国 人

Ｒ(t)下水がある。神田下水 は 管 齢 120 年 で15040%

居留地下水では管齢135 年で 4.8%が現存20%供用しており、いずれもレンガ製である。
1880 年～1887 年に敷設された横浜外国

0%0306090

図５ 管種別のR(t)と Rw(t)120150
2005年までの経過年数

18,000
16,000

近似的な過年度敷設延長
下水道統計による過年度敷設延長

14,000

改築延長
改築1回目
改築2回目

延長(km)

12,00010,000
8,000
6,000
4,000
2,000

図－６ 将来改築必要量の予測（km）

2205

2185

2165

2145

2125

2105

2085

2065

2045

2025

2005

1985

1965

1945

1925

1905

0

西暦

人居留地下水は残念ながら供用しているものが既にり過年度敷設延長を算出してプロットで示す。また、なく、プロットできなかった。近似曲線 Rw(t)は両按分加算された P2005(t)を Rw(t)で除して得られる近データより約 5%高いだけであるので、良好な精度似的な過年度敷設延長も図中に折れ線で示す。こので耐用年数を予測できると示唆される。ケース 2 の、プロットのばらつきは下水道統計自体のデータの捕神田下水、神戸外国人居留地下水の両データの中点捉範囲や収集集計の仕方のためであると考えられるを通る Rw(t)及びその係 数を使った fw(t)も図中に示が、概ね折れ線を包み込んでおり、近似的な過年度す。

敷設延長の算出は適当であると考えられる。予測のb) 管種別解析と考察

結果、将来改築必要量のピークは 2093 年で 4,653km

アンケート調査のデータ不存在のため解析可能なとなった。過去の 敷設延長曲線での鋭いピークに比管齢上限は、CP89 年、TP86 年、VP49 年である。管べ 、将来改築必要量曲線では極めてなだらかな起伏種別の R(t)プロットと近似曲線 Rw (t)を図－５に示となってい る。

す。なお、VP についてはデータが CP、TP の半分程度しかなく、補外の程度が著しく信頼性 が低いと考えて省略し、補間部分についてのみ 示した。耐用年

４．結論
本研究では、全国地方公共団体に対してアンケー

数 は CP93 年、TP83 年と算出された。

ト調査を行い、2005 年度における管齢ごとの供用延c) 全国の将来改築必要量予測結果

長及び改築延長をデータ収集した。そのデータにワ

神田下水及び神戸外国人居留地下水は、過年度敷イブル関数を近似させ、耐用年数確率分布を推定し、設延長が 4km 及び 1.9km と極めて短く、またレンガ使用データにより平均耐用年数を 83～93 年と算出製であり、後年代に主として使用されるコンクリーした。その確率分布を用い全国の将来改築必要量予

ト製とは材質が相当異なるなど時代による技術の違

測 を 行 っ た 結 果 、 将 来 改 築 必 要 量 は 2006 年 度

いの影響を最も強く受けていると考えられる。した457km か ら 年 々 増 加 し 、 2066 年 度 以 降 は 年 間がって、両下水のデータは 近似曲線が大きく逸脱し4,000km の大台を推移することとなった。

な いかどうかの検討に用いるに止め、本節の予測にによれば、2007 年から 2055 年にかけて総人口がはケース 1 を採用する。
ケース 1 を使った予測結果を図－６に示す。参考に毎年度の下水道統計

10)

他方、出生中位・死亡中位の全国将来推計人口 11)の全国供用延長の差分よ30％減少、15 歳から 64 歳までの生産 年齢人口が45％減少するので、この期間、下水量の減少と費用負担力のかなりの減少が予想される。

3) 行方馨・藤生和也・森田弘昭・吉田綾子・高橋

したがって、通常のコスト縮減は勿論、下水量減

正宏：下水道管渠の布設及び改修状況に関する

少管渠の改築において断面縮小の代わりに大幅なコ

実 態 調 査 , 下 水 道 協 会 誌 ,518(42),pp.115 －スト縮減が得られる工法や、改築事業量の上昇 を遅125,2005ら せる延命修繕などの開発･積極採用が必要となる

4) 厚生労働省ことが考えられる。

http://www.mhlw.go.jp/toukei/saikin/hw/life/life05/00.html

なお、過去の敷設延長曲線での鋭いピークは将来改築必要量曲線ではなだらかな起伏にまで均されると判明した。管渠の年間 4,000km 台の超長期にわたる改築必要量が下水道事業の財政構造に 及ぼす 影響に ついては、処理場の改築必要量とも合わせて検討する必 要があり、今後の課題である。

5) 真壁

法人日本規格協会,p.97
6) 日本下水道 協会：平成 16 年度版下水道統計要覧,p.80, 2006
7) 日本下水道協会下水道史編さん 委員会 編：日本下水道史-行財政編, pp.116-123
8) 東京都謝辞

肇（1996）：[改訂 版]信頼性工学入門,財団

http://www.gesui.metro.tokyo.jp/kanko/newst/195/n195_4.htm

本研究のアンケート調査実施にあたり、地方 公共団 体、国土交通省下水道事業課の方々から多大 なご協力を頂い た。ここに深く謝意を表します。

9) 神戸市http://www.city.kobe.jp/cityoffice/30/031/cont02.html
10) 日本下水道協会：昭 和 27～平成 16 年度版下水道統計,1952～2004

参考文献

11) 国立社会保障・人口問題研究所：日本の将 来推

1) Association of Metropolitan Sewerage Agencies：
MANAGING

PUBLIC

計人口（平成 18 年 12 月推計）,p.9,2006

INFRASTRUCTUREASSETS、p.15
2) 東 京都下水道局：下水道構想 2001,p.13
付録

全管種合計のアンケート集計結果：敷設年度別の供用延長と改築延長（2005 年度末時点）

西暦

供用延長 改築延長 西暦 供用延長 改築延長 西暦 供用延長 改築延長 西暦 供用延長 改築延長
(m)
(m)
(m)
(m)
(m)
(m)
(m)
(m)
10,075,096
0 19796,253,419
8,856 1953
278,574
2,667 1927
57,4994,214
11,333,789
2,223 1978
5,848,319
2,928 1952
204,950
2,191 1926
128,904
3,720
12,228,459
1,251 1977
4,843,638
4,432 1951
141,705
1,280 1925
60,182670
12,943,744
1,395 1976
4,203,449
4,653 1950
316,134
5,329 1924
17,938279
13,738,258
2,001 1975
4,172,888
3,687 1949
48,316773 1923
7,953
287
14,751,027
1,529 1974
4,490,881
6,884 1948
14,569153 1922
20,656172
15,027,268
3,100 1973
4,621,265
10,212 1947
10,9780 1921487
015,488,809
4,246 1972
4,474,513
5,618 1946
63,163158 1920
178
013,218,444
5,640 1971
3,999,604
4,694 1945
39,654674 1919
1,511
013,685,378
4,810 1970
3,227,142
11,306 1944
6,634
0 1918144
013,750,580
6,761 1969
2,564,828
10,367 1943
10,1090 1917140
012,370,039
2,654 1968
2,326,882
8,126 1942
19,876
127 1916
84
0
13,113,040
5,958 1967
1,969,815
6,696 1941
58,956537 1915
26
0
11,530,292
4,020 1966
1,842,188
6,209 1940
110,245
1,699 1914
6,677
0
10,695,698
2,699 1965
1,489,829
7,823 1939
57,407704 1913
711
0
11,354,119
5,351 1964
1,350,402
5,961 1938
62,56247 1912
1,562
191
11,559,027
6,303 1963
1,019,836
2,334 1937
210,860
2,177 1911
1,529
010,878,481
3,551 1962
995,790
5,173 1936
174,342975 1910
2,428
105
10,363,021
4,814 1961
727,697
3,034 1935
204,896
2,595 1909
892
09,051,656
3,642 1960
848,0545,616 1934
226,009
5,077 1908307
08,387,027
2,660 1959
481,983
3,558 1933
179,1123,081 1907
007,906,198
10,497 1958
511,9883,614 1932
133,348
1,996 1906
340
02005
2004
2003
2002
2001
2000
1999
1998
1997
1996
1995
1994
1993
1992
1991
1990
1989
1988
1987
1986
1985
1984

1983
1982
1981
1980

7,562,127
7,263,816
6,888,805
6,292,325

3,421
5,385
3,831
4,882

1957
1956
1955
1954

438,829
397,095
379,982
243,801

6,710
4,098
5,637
3,719

1931
1930
1929
1928

177,141
162,721
105,444
78,453

2,308 1905
1,527
1,213
3,239 不明0024,426,201

117,057

Statistical Life Data Analysis of Sewers andPrediction of Future Rehabilitation Needs
By

Kazuya FUJIU,

Chizato MIYAUCHIThe number of useful life years is fundamental and essential in asset management analysis but that of sewers has
not been calculated statistically by using sufficient field data because most of sewers in Japan were constructed
after 1960s and therefore old ones are not so many.
In this paper, a probability distribution for sewer life is presented using Weibull distribution. Future rehabilitationneeds is predicted using the probability distribution.
First, the probability distribution is calculated using the life data in FY 2005. The data was obtained by aquestionnaire survey for the entire sewers in Japan. The results show that actual average sewer life varies from 83
to 93 years by the applying way to all Japan data.
Next, using the Weibull distribution of 93 years, the national rehabilitation needs is estimated to peak at 4,653
km in 2093. The rehabilitation peak is found out to be much gentler than the initial investment peak. After thepeak time, the needs continue at nearly 4,000 km per year constantly.
As readers can trace the calculating process in this paper, it is minutely explained and all Japan data are attached
as an appendix.
―――――――――――――――――――＊ 1 国土技術政策総合研究所 下水道研究部 下水道研究官＊ 2 九州総合事務所

鹿児島事務所（前 国土交通省 国土技術政策総合研究所 下水道研究部 下水道研究室 研究官）
【掲載】土木学会，建設マネジメント研究論文集，Vol.14，pp.65-72，2007/11