学術論文

日本ヒートアイランド学会論文集 Vol.12 (2017)
Journal of Heat Island Institute International Vol.12 (2017)東京 23 区の熱中症死亡率と気温分布との関係―2013 年についての解析―
Relationship between heat mortality and temperature distribution in the Tokyo ward area:
Analysis for the 2013 summer.
藤部文昭*1 松本 淳*1Fumiaki Fujibe

Jun Matsumoto

鈴木秀人*2
Hideto Suzuki*1 首都大学東京都市環境学部 Faculty of Urban Environmental Sciences, Tokyo Metropolitan University*2 東京都監察医務院 Tokyo Medical Examiner's OfficeCorresponding author: Fumiaki FUJIBE, ffujibe.bs@gmail.com
ABSTRACTThe distribution of heat mortality in the ward area of Tokyo was examined on the basis of 135 cases that weresubtracted from postmortem data of the Tokyo Medical Examiner's Office in 2013. It was found that heat mortality
was higher in the periphery of the city than in its central part. The mortality of each ward was negatively correlated
to the mean income with a coefficient of 0.49, which was statistically significant at the 5% level. For a given valueof mean income, inland wards tended to show higher mortality than wards in other areas, in agreement with higher
daytime temperature in the inland area. It was also found that the mortality in wards along Tokyo Bay tended to behigher in a period of higher temperature in the coastal area. These facts provide observational evidence for thedependence of the distribution of heat mortality on social and meteorological factors.
キーワード: 熱中症死亡率，気温分布，東京
Key Words : heat mortality, temperature distribution, Tokyo

１.はじめには，熱中症被害の詳細な分布情報が乏しく検証が難しい．
横浜市について，熱中症による救急搬送人数比率 (搬送数近年，熱中症による全国の死者数は年間数百人，多い年

÷昼間人口) を区ごとに調べた結果によると，その分布はは 1000 人を超える．年間の熱中症死者数や死亡率は夏季の2007 年については夏季の気温分布と比較的よく対応する

気温と正の相関があり( 1, 2, 3)，また，日ごとの変動についてが (相関係数 0.42)( 15)，2004 年は気温分布と一致せず，「昼も熱中症による死者数や救急搬送数と気温との間に強い対間に屋外に居る人の割合や年齢構成，また，救急車を呼ぶ$$$#応関係がある( 4, 5, 6)．このように，時間的な変動においては条件として病院までの距離といった地域的な特性が大きな熱中症被害と気温との関連がデータから明瞭に認められる． 影響を与えている」と考えられている( 16)．国外の都市を対空間分布においても，地域ごとの熱中症死亡率や救急搬
象 に し た 研 究 の 中 に は ， 暑 熱 関 連 死 亡 率 (heat-related$$$#送数と気温との間に正相関が見出されている( 7, 8)．その一mortality) や熱波時の超過死亡率 (excess mortality) の分布

方，熱中症と気温との関係には地域差がある。例えば，日々をヒートアイランドや都心の建物密集域と結びつけて論じの救急搬送数と気温との関係において，搬送数が増加しはたものがある一方( 17, 18)，社会経済因子との関連を調べた研じめる気温の値やその増加の速さは，地域によって異なる

究もあるが( 19, 20, 21, 22)，後者の中には死亡率と社会因子との( 4, 5, 6)．同様の地域差は国外でも見出されている( 9)．これら対応について否定的な結果を示すものもあり( 19)，熱中症被の事実は，熱中症の発生に対して気温以外の要因が関わる害の分布と気象因子・社会因子との関係については，さらことを示唆する．に実証的な研究を積み重ねることが望まれる．

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より小さいスケールで，市街地の温熱環境の変動や( 10, 11)，

本研究は，東京都監察医務院の検案資料に基づき，東京それと体感との関連を調べた研究も多い( 12, 13, 14)．しかし，

23 区の熱中症死亡率の分布を調べたものである．死亡率の暑熱指標の微細な空間変動と被害との関係，すなわち「暑分布とその変動を，気温分布と対比しつつ統計的に解析すい場所で本当に熱中症が多いか」をデータで確かめることることにより，熱中症被害の地域性に関連する気象因子・#####-1-社会因子を見出すことを目的とする．対象年は，記録的な高温の下で過去 2 番目 (1 位は 2010 年) の熱中症死者が発生した 2013 年とした．
２.資料
東京都監察医務院は，死体解剖保存法第 8 条に基づき，東京 23 区内で発生するすべての異状死を検案して死因の特定を行っている．本研究では，2013 年の検案事例の中から熱中症が死因と判断された 135 人を抽出し，それぞれの死亡日・年齢・性別および区の情報とともに統計を行った．
このうち，区の情報は異状死が発生した場所 (高温曝露があった場所) を表す．
検案で熱中症による死亡と判断する上では，高温環境下での死亡であること，熱中症を示唆する所見が認められること (皮膚の乾燥，死後変化時間に比して高い直腸温，角膜混濁の早期の出現) を根拠とし，加えて，死亡者の既往症や死亡前状況 (生前に熱中症と診断された等) を参考にする．熱中症による死亡かどうかが判断困難な場合は解剖を行う．熱中症の診断は典型例では難しくないが，死後変化が進行した場合には死因を不詳とせざるを得ないこともある．従って，今回対象外となった死因不詳例の中にも熱中症による死亡があるかも知れない．また，複数の因子が

図 1 関東地方の地形 (上) と，東京 23 区の行政区分重なって死に至ったと判断される場合については，本研究&(下)．上図のピンクの枠は図 7 と図 9 の領域を示

では熱中症が主因であるもののみを採用した．暑熱が副次&&

す．水色の枠は REF_Kanto 領域 (第 4 節参照)

的な死因になったものを含めれば，その数は今回の対象のを示し，その内部のアメダス地点を○や●で示倍以上になる可能性がある．

す．記号は本文で言及する地点を表す．下図は気象データは気象庁によるアメダス等の観測値を使った．

区を番号で示し，第 3 節以降で取り上げる地域

図 1 は以下の議論に出てくる地点の位置を示したものであ&区分を色で表す (都心部＝黄，臨海部＝淡青，る．千代田区大手町の気象庁敷地にあった観測点 (2014 年内陸部＝ピンク)．

12 月に北の丸公園へ移転) は，気象庁による地点名は「東京」であるが，本稿では「大手町」と表記する．他に，23区内の地点として練馬と江戸川臨海の資料を取り上げた．
羽田でも風や気温の観測が行われているが，その特徴は江３．2013 年夏の熱中症死亡率の分布と変動

戸川臨海のものと共通するため，以下では触れないこととする．

2013 年の関東地方は，7 月 6 日に梅雨明けした直後から

図 11 に関連する社会的指標は，下記の資料によった．

大手町で日最高気温 35℃前後の高温となり，その後も変動&

・人口：東京都総務局「平成 22 年東京都区市町村町丁別報しながら高温傾向で推移した (後出の図 4 参照)．8 月 11 日&

告」http://www.toukei.metro.tokyo.jp/kokusei/2010/kd-10には，大手町で東京の日最低気温の観測開始以来の最高記

index.htm

録 30.4℃が観測された．関東甲信地方の平均気温は，7 月

・所得：総務省統計局「統計でみる市区町村のすがた 2010」

は平年に比べて+1.1℃，8 月は+1.4℃の正偏差であった．

http://www.e-stat.go.jp/SG1/estat/List.do?bid=000001026833

図 2 は，東京 23 区の熱中症死亡者 135 人を 5 歳階級別・&・生活保護受給者数：東京都福祉保健局「福祉・衛生統計男女別に示したものである．死亡者のうち 103 人 (76%) は年報」http://www.fukushihoken.metro.tokyo.jp/kiban/chosa_

65 歳以上，49 人 (36%) は 80 歳以上であり，5 歳階級ごと

tokei/nenpou/index.htmlに見た死亡数の極大は 85～89 歳にある．
男性が 86 人 (64%)

人口は 2010 年国勢調査，所得は 2013 年，生活保護受給を占めるが，80 代後半～90 代は女性の比率が高い．これは者数は 2010 年度平均の値である．なお，所得の数値は東京この年代の女性の人口が多いからであり，死亡率 (死亡数

都総務局「市町村税課税状況等の調 (特別区関係)」所載の÷人口) はすべての年齢階級で男性の方が高い．熱中症死「総所得金額等」http://www.soumu.metro.tokyo.jp/05gyousei/

亡者の大半を高齢者が占めることや，男性の比率が高いこ

04kusichousonzei.html とほぼ一致する．
-2-

図 2 5 歳階級ごとの熱中症死者数 (東京 23 区，2013&年)．

図 3 各区の熱中症死亡率 (2013 年，年齢調整値)．
&

図 4 2013 年夏の日々の最高・最低気温 (大手町，左目盛り)，熱中症死者数 (東京 23 区，左目盛り)，および救急搬&送数 (東京 23 区と稲城市を除く多摩地域，右目盛り)．2 つの高温期 (PJ と PA) を ←→ で示す．とは，近年の全国的な傾向( 2)と一致する．

前後の高温が続き，熱中症による死亡はこれらの 2 期間に$

図 3 は各区の熱中症死亡率を示したものである．死亡率集中した．日最高気温 34℃以上の継続期間は，両月とも 7は区による年齢構成の違いを補正した調整値である (付録日～15 日の 9 日間であった．以下の記述では，これらの 9参照)．都心は周辺に比べて死亡率が低い．

日間を「高温期」と定義し，7 月の高温期を PJ，8 月の高&以下，23 区を下記の 3 地域に分けて解析を進める．

温期を PA と表記する．2 つの高温期の死亡数は，PJ が 57

都心部：千代田，中央，港，新宿，文京人，PA が 62 人であり，合わせて 2013 年の熱中症死亡数の臨海部：台東，墨田，江東，品川，大田，荒川，足立，88%を占める．

葛飾，江戸川PJ と PA の死亡数の比率は臨海部と内陸部とで異なる．

内陸部：目黒，世田谷，渋谷，中野，杉並，豊島，北，板橋，練馬
この区分に従うと，都心部の死亡率は 0.40×105 であるのに対して臨海部は 1.38×105，内陸部は 1.78×105 であり，都心部と臨海部・内陸部との間には 4 倍前後の開きがある．なお，本研究で利用するアメダス地点の大手町・江戸川臨海・練馬は，それぞれ都心部・臨海部・内陸部に位置する。
135 人の死亡月は，2 人 (5 月と 6 月に 1 人ずつ) を除いて 7 月と 8 月であった．図 4 は，死亡日を推定できない 1&人 (8 月上旬) を除き，日別の死亡数と大手町の日最高・最低気温，および東京消防庁による救急搬送数を示したもの

図 5 地域別の熱中症死亡率．PJ, PA の値をそれぞれ&である．7 月 10 日前後と 8 月 10 日前後に，日最高気温 35℃

黄緑とピンクで示す．
-3-図 8 都内 3 地点の各高温期の日最高・平均・最低気&

温 (9 日間平均値)．

図 6 は各高温期の前半 (9 日) と後半 (13 日) の天気図で&ある．両期間とも本州からその南海上を太平洋高気圧が広くおおう状態が続いた．図 7 は関東地方の 15 時の風と気温&を，各高温期について平均したものである．南東～南風が広範囲に吹き，気温は沿岸から内陸へ行くにつれて上昇し
図 6 各高温期 (9 日と 13 日) の 09 時の地上天気図．ている．これは高気圧におおわれた夏の晴天日の典型的な

気象庁ホームページ「日々の天気図」による．

状態であり，南東～南風は“広域海風”として知られていhttp://www.data.jma.go.jp/fcd/yoho/hibiten/

るものである．この状態のもとでは，沿岸域は相対的に低&温な海上の空気のため気温の上昇が抑えられ，内陸へ行くにつれて陸地の加熱により気温が高くなる．特に，東京では市街地の加熱によって内陸域の高温が増幅される傾向がある( 23, 24)．
##

図 8 は大手町・江戸川臨海・練馬 (図 1) における各高温&

期の日最高・平均・最低気温の 9 日間平均値である．図 7&の気温分布に対応し，日最高気温は両期間とも練馬が最も高く，江戸川臨海が最も低い．一方，日最低気温は大手町が最も高く，夜間のヒートアイランドに伴う気温分布を反映する．日平均気温も大手町が最も高い．PJ と PA の比較という観点から臨海部と内陸部の違いに注目すると，PJ は練馬の方が江戸川臨海に比べて日最高気温は 2.7℃，日平均気温は 1.6℃高い．これは内陸部の死亡率が高かったこと

図 7 各高温期の 15 時の風と気温の分布 (9 日間平均&(図 5) と整合する．一方，PA は練馬と江戸川臨海の日平均値，風はベクトル平均)．等温線は 1℃ごとで，&気温がほぼ等しく (0.1℃の差)，日最低気温は江戸川臨海の30℃未満については点線で示す．陰影は海抜ほうが 1.4℃高い．すなわち，PA は PJ に比べ，臨海部の相600m 以上の領域．

対的な高温傾向が目立つ．このことは，PA の臨海部の高死亡率 (図 5) と整合する．しかし，都心部の低死亡率は気温&臨海部では，両期間の合計死亡数 51 人のうち PA が 35 人分布の特徴とは一致せず，死亡率の分布に対する気温以外(69%) であるのに対し，内陸部では 65 人のうち PA は 27の要因の関与が示唆される．なお，大手町の相対湿度は PJ

人 (42%) である．この違いは危険率 1%で有意である．図が 69%, PA が 67%であり，ほとんど差がなかった．

5 は，各地域の死亡率について PJ と PA の値を示したもの

以下，PJ と PA の気温分布の差をもたらした要因についである．なお，都心部では PJ の死亡数が 3 人であるのに対て考察する．図 9 は，2 つの高温期の 15 時と 03 時の気温

して PA はゼロであるが，この差は有意ではない．と風ベクトルの差の分布である．どちらの時刻も，気温差&&は内陸域では 1℃前後であるのに対し，沿岸域では 2～3℃，外海に面する銚子では 4℃に達する (地点の位置は図 1 参

４．気温分布の特徴と熱中症死亡率との関係照)．15 時の気温に関しては，東京湾岸域でも 2℃以上の気
本節では，高温期の気象状態を概観し，それと熱中症死温差がある．このように，沿岸域を中心とする PA の高温亡率の分布との関係について考察を交えながら検討する．

傾向は，東京湾岸を含む関東一円の特徴である (図は示さ-4-

ないが，関東～西日本の広域にわたって沿岸域での高温傾向が見られる)．風ベクトル差はおおむね 1m/s 以下であり，両期間の風系に大きな差はなかったことが分かる．一方，館野のゾンデ観測による 850hPa の気温差 (09 時と 21 時の平均値の差) は0.3℃であり，PA のほうがむしろ低温であった (図は省略)．山岳地点である奥日光 (海抜 1292m) でも，気温差は日平均値で 0.2℃にとどまる．図 9 の気温差は&大気下層に限局されていたことが分かる．
2013 年 8 月は，日本近海の海面水温 (SST) が例年になく高かった( 25)．図 10 は，2 つの高温期の中央の 3 日間すな#&

わち各月 10～12 日の SST の分布を示す．関東近海の広い図 9 2 つの高温期の風ベクトル差と気温差の分布．
&

範囲にわたり，PA の方が PJ よりも SST が 4℃程度高い．

PA の 9 日間平均値から PJ の 9 日間平均値を引

Takahashi et al.( 26)は，関東近海の夏の SST と気温との関係いたもの．(a) 15 時, (b) 03 時．等温線は 1℃ご#を観測データと数値シミュレーションによって調べ，SSTとで，2℃未満については点線で示す．の偏差によって関東平野の気温に偏差が現れること，その値は SST 偏差の 40%程度であることを示した．図 1 に水色&の破線で示した「REF Kanto」は，彼らの解析で関東平野中症死亡率との関係を示したものである．平均所得と死亡の気温の評価に使われた領域である (35.48°～ 36.28°N,率との間には0.49 の負相関があり (図 11b)，この値は危険139.48°～140.28°E)．この領域にあるアメダス 18 地点の気率 5%で統計的に有意である．平均所得は地域の生活水準

温差は平均 1.1℃，すなわち～4℃の SST 偏差の 30%弱であを表す尺度の 1 つであり，上記の負相関は熱中症死亡率にり，彼らの結果に近い．このことと，気温差が下層に限ら対する生活環境の寄与を示すものと考えられる．一方，65れていたことから，PJ と PA の気温分布の違いに対して近歳以上の人口比率や生活保護受給率と死亡率との間には弱海の SST の差が影響していたと推測される．なお，この高い正相関があるが (図 11a, c)，これらは有意ではない．こSST の要因としては当年夏の多照・弱風傾向の影響が指摘

れら以外の指標についても，死亡率との間に有意な相関はされている( 25)．

なかった．

&&

#

最後に，熱中症被害に対する気温以外の要因として，い図 11b によると，平均所得が同じなら，内陸部の区の方くつかの社会的指標と死亡率との関係を調べた．対象にしが臨海部よりも死亡率の高い傾向がある．このことは，図&7 や図 8 に示された昼間の内陸の高温傾向と整合する．死たのは，65 歳以上の人口比率，80 歳以上の人口比率，65&&歳以上の単身世帯の人口比率，1 人当たりの年間所得 (以亡率と平均所得の関係，および内陸部と都心・臨海部の違下「平均所得」)，生活保護受給者の人口比率 (以下「生活いを併せて評価するため，下記の式(1)の最小 2 乗条件によ保護受給率」) 等であり，いずれも各区の数値をその人口る回帰分析を行った．

で割った値を使った．図 11 は，このうちの 3 つの指標と熱&図 10 各高温期の海面水温．海上保安庁第三管区海上保安本部ホームページ「三管区詳細水温情報」による．
&

http://www1.kaiho.mlit.go.jp/KAN3/kaisyo/kaikyo/temp/suion.htm-5-

も関係する」となろう．これは概念としては常識的であるが，それが 1 年間という短い期間とは言え，データから統計的・実証的に示された点に本研究の意義がある．周知の通り，都市域の気温は程度の差はあれヒートアイランドの影響を受ける．図 7 に関して述べたように首都圏では都市化が内陸部の夏季午後の高温を増幅しているとされる．この点で今回の結果は，ヒートアイランドによる熱中症への悪影響が現実のものであることを示唆する統計事実を提供するものである．
なお，都心部の低率傾向は横浜市の 2004 年の救急搬送数にも見出されている( 16)．また，中国の南京では熱波時の脳#卒中死亡率について都心部のほうが周囲より低い傾向が認められ，その分布と平均所得等の分布との類似性が指摘されている( 27)．これらは，本研究で見出された東京都心部の#低死亡率がある程度一般的な特徴である可能性を示唆する．
しかし，横浜市の 2007 年の救急搬送数には上記のような特徴が見られない( 15)．今回得られた結果についても，対象期#間を延ばしてその一般性を検証することが求められよう．

図 11 各区の社会的指標と死亡率との関係．点線は 1&熱中症被害の抑止という観点からすると，死亡率の分布次回帰．r は相関係数を示す．

が気温分布に応じて変動することは，高分解能の気象予測結果をきめ細かい暑熱情報に活かせる可能性を示している．
Σ[Mk －(a +bIk +cSk)]2 → 最小k

また一方，死亡率が平均所得に依存することは，生活環境(1)の整備・改善による被害軽減の可能性を期待させるものである．今後はデータをさらに充実させ，熱中症被害に対す

ここで Mk と Ik は区 k の死亡率と平均所得であり，Sk は内陸る各要因の寄与をより高い精度で把握し，被害抑止に結び部の区では 1，それ以外は 0 とする．a, b, c は最小 2 乗係数であり，このうち b は死亡率の平均所得に対する依存性を，c は内陸部と都心・臨海部の差を与える．回帰分析の結果によると，b は 0.39×105/百万円，c は 0.92×105 であり，それぞれ危険率 5%と 1%で有意である．平均所得の代わりつけていくことが課題である。今回の解析対象に含まれなかった各種の社会因子も，それらの研究の中で扱われることになろう．
謝辞に≧65 歳比率と生活保護受給率を使うと，b は有意でない

この研究は首都大学東京の新大都市リーディングプロジが，c はそれぞれ 0.97×105, 1.08×105 であり，危険率 1%

ェクト基金による「極端気象災害軽減にむけた都市気候学で有意である．

研究プロジェクト」(平成 27～28 年度, 事業責任者: 松本淳) の成果の一部であり，東京都監察医務院と首都大学東５．まとめと補足

京の共同研究「気候モデルによる熱中症発現リスクの将来予測研究」に基づいて行われた．研究の実施に当たり，首東京都監察医務院の検案資料から抽出された 2013 年の

都大学東京の産学公連携センターの皆様，および福永龍繁

熱中症死亡者 135 人について，以下のことが見出された．

院長をはじめとする東京都監察医務院の皆様にご尽力頂い(1) 熱中症死亡率は都心部よりも周辺部 (内陸部・臨海部)た．ここに感謝致します．

で高かった．また，熱中症死亡者の 88%は，7 月 7～15
日 (PJ) と 8 月 7～15 日 (PA) の高温期に集中した．

付録: 年齢調整死亡率の定義(2) 内陸部の区で死亡率が高い傾向は，夏の日中の気温分

年齢階級 j (例えば 5 歳ごとの階級) の死亡率 mj は布における内陸域の高温傾向と整合する．一方，PA はPJ に比べて臨海部の熱中症死亡率が高く，この特徴は PA

dj
mj =  ,pj

における東京湾岸域での高温傾向と符合する．沿岸部の高温の要因としては，関東近海の高水温が考えられる．
(3) 区ごとの死亡率と平均所得との間に，0.49 の負相関が(2)で定義される．dj は階級 j の死者数，pj はその人口である．

ある．

複数の年齢階級にまたがる死亡率は，単純にはこれらの結果を要約すれば，「東京 23 区内の熱中症死亡率の分布は，気温分布に影響されると同時に，生活水準に-6-Σdj

ambulance transports stratified by heat stroke and air temperature inj

M0 =  ,
Σpj

(3)

all 47 prefectures of Japan in August, 2009: ecological study,

jEnviron. Health Prev. Med., 17-1 (2012), pp.77-80.
(9) L. S. Kalkstein and R. E. Davis, Weather and human mortality: Anで計算される．Σは年齢階級についての総和である．しかevaluation of demographic and interregional responses in the United

し，(3)で計算される死亡率は人口の年齢構成に影響され，各年齢階級の死亡率が同じであっても，高齢者が多い地域と少ない地域とでは値が異なる．この影響を除くため，基境情報科学論文集, 24 (2010), pp.417-422.

準となる人口構成に補正した年齢調整死亡率 M が使われ(11) 三坂育正・成田健一, 熱中症リスクから見た都心部の街路空る．その定義は
Σdj (Pj/pj)
jStates, Ann. Assoc. Am. Geogr., 79-1 (1989), pp.44-64.
(10) 大橋唯太, 都市域における熱中症指標 WBGT の変動特性, 環

間 気 温 特 性 , 環 境 情 報 科 学 学 術 研 究 論 文 集 , 26 (2012),pp.231-236.

Σmj Pj(12) 木内 豪, 屋外空間における温冷感指標に関する研究, 天気,j

M =  =  ,
ΣPj
ΣPjj

(4)

48-9 (2001), pp.661-671.

j(13) 疋田浩之・大橋唯太・亀卦川幸浩・井原智彦, 屋外生活空間の違いに伴う熱中症指標と温熱感・快適感の変化, Naturalistae,である．ここで Pj は基準となる人口構成における階級 j の17 (2013), pp.1-8.

人口である．

(14) 増田幸宏・岡留智史・鍵屋浩司・高口洋人・高橋信之・尾島

公式の統計では，Pj として 1985 年の人口構成が使われる．
しかし，本研究の年齢調整は区による人口構成の違いの補俊雄, 市民参加による都市環境気候図作成に関する研究―「市街地の暑熱環境体感ツアー」の試み―, 日本建築学会技術報告正が目的であることと，1985 年当時は近年よりも高齢者が集, 16-32 (2010), pp.215-219.

少なく，その人口を使うと高齢者の死亡率が反映されにく(15) 佐俣満夫・白砂裕一郎・井上友博・福田亜佐子・下村光一郎,いことから，今回は 2010 年の東京 23 区全体の人口を用い

横浜市内の気温観測調査―2007 年夏季の観測結果及び気温上た．

昇と熱中症の関連性―, 横浜市環境科学研究所報, 32 (2008),

なお，調整死亡率と非調整死亡率の比は多くの区で数%

pp.11-14.

以内であるが，一部の区では 10%を超え，最大では 20%で(16) 倉林輝世・福田亜佐子, 横浜市域におけるヒートアイランドあった．ただし，これによる図 11 の相関係数の違いは 0.01

現象が及ぼす熱中症や動植物への影響, 横浜市環境科学研究のオーダーであり，調整死亡率を使っても非調整死亡率を所報, 29 (2005), pp.92-96.

&

使っても結果に大きな差はなかった．

(17) J. Tan, Y. Zheng, X. Tang, C. Guo, L. Li, G. Song, X. Zhen, D.
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(Received October 24, 2016, Accepted April 21, 2017)-8-