地下水位観測データの簡易な補正法と異常判定の基準について
板寺一洋＊
A simple method of correcting groundwater level observation data and thresholds for determining anomalies
byKazuhiro ITADERA ＊１．はじめにについて検討を加えた上で、２００１（平成１３）年に箱根火山

温泉地学研究所（以下、当所）では地震・地殻変動の観測施設を整備し、神奈川県西部地震の予知研究を進めてで発生した群発地震活動に関連して観測された傾斜変化について述べている。

いる。地下水位については県西部地域の６か所（図１）に専地 下 水 位 観 測 に つ い て は、横 山 ほ か（１９９５）や 板 寺用の観測井を配置し、連続観測を行っている（神奈川県（１９９９）が観測井ごとの水位変化の特徴や水位に影響を及温泉地学研究所、１９９９）。これらの観測結果に異常が認ぼす要因について整理し、主な要因のうち気圧や潮汐のめられた場合、それが地震に結びつくものかどうかにつ影響を除去（補正）する方法について述べている。本稿でいては、複数の観測データを総合的に検討した上で判断は、これらを踏まえて、地下水位の観測結果の簡易な補する必要がある。したがって、日常の観測業務を地震防正法と異常判定のための基準について検討したので、そ災に活用するためには、観測項目ごとの変化の特徴を十の結果を報告する。

分に反映した基準を設定し、第一段階における異常の判
２．地下水位に影響を及ぼす要因とその特徴定を迅速に行うことが求められる。
当所が行っている地殻変動観測項目のうち、光波測量

板寺（１９９９）は、地下水位に影響を及ぼす主な要因としについては棚田ほか（２００２ａ）が、また、ＧＰＳ測量につて気圧変化、潮汐変化、降雨、揚水および水田への灌漑

いては棚田ほか（２００２ｂ）が、それぞれの項目で測定してを挙げている。地殻変動に関わる異常の検出は、日常のいる基線長の変化とその周期性等の特徴について述べる

観測結果からこれらの要因の影響を取り除いたトレンドとともに、通常時のノイズレベルを基準とした異常判定について検討することにより容易になる。のための基準値についてまとめている。傾斜観測につい水位に影響する要因のうち、人為的に行われる揚水やては、代田ほか（２００２）が観測点ごとに降雨や気圧の影響灌漑にはある程度の規則性があるものの、地下水位に対する影響については定量的な評価が容易ではない。降雨の影響については、降雨のパターン（降雨量や降雨強度、先行降雨量、先行無降雨期間）に規則性が無いなど条件が単純ではない。一方、気圧と潮汐は絶えず水位に影響しており、特に潮汐には極めて周期性がある。これらの要因の特徴と当所の６観測井の各々に対する影響の度合いについては表１のとおり整理することができる。
３．地下水位観測データの簡易な補正法
板寺（１９９９）は、常に作用している気圧と潮汐の影響のうち、後者に著しい周期性があることに着目した地下水位データの補正法について述べている。その概要は次のとおりである。
地下水位が気圧と潮汐のみの影響により変化するもの

図１

温泉地学研究所の地下水位観測井と仮定すると、時間の経過に伴う観測水位の変化⊿Ｈｏ＊神奈川県温泉地学研究所〒 250-0031 神奈川県小田原市入生田 586
報告，神奈川県温泉地学研究所報告，第 35 巻，47 − 52，2003.

−４７−

表１

各要因の特徴と観測井ごとの影響の度合いᏱᤨ૞↪
᳇ ࿶ ᄌ ൻ䃁ầ ᳤ ᄌ ൻ䃁

㒠㔎

឴᳓ἠ䈏

䈇

ⷐ࿃䈱․ᓽ䈭䈬๟ᦼᕈੱὑ⊛䃁䂾㩿ᣣ䊶ㅳ๟ᦼ㪀䂦㩿ᐕ๟ᦼ㪀䂾䂾ฦ᷹ⷰ੗䈮䈍䈔䉎ᓇ㗀䈱ᐲว䈇ධ⿷ᨩ ᄢ੗⌀㢬 ዊ↰ේᓇ㗀䈱⃻䉏ᣇ

ੑች᳇࿶ᄌൻ䈫ㅒ⋧㑐䃁䃁䂾䂾ầ᳤ᄌൻ䈫⋧㑐

䃁

䂾

䂾

䃁

䂾

䂾

䂾

䂦

㒠㔎䈮઻䈇਄᣹ᓟ
ૐਅ឴᳓䈮䉋䉍ૐਅ
឴᳓஗ᱛᓟ䈮਄᣹ἠ䈏䈇䈮䉋䉍਄᣹

䂾

ḡᧄ

䂦

䂾

䂦

䂾

䂾

䃁

䂾

䂦

䂾

䃁㗼⪺䈪䈅䉎䇭䂾⹺䉄䉎䈖䈫䈏䈪䈐䉎䇭䂦႐ว䈮䉋䈦䈩⹺䉄䉌䉏䉎㩷㩷に判断できるようになる。

は⊿ＨＯ＝⊿ＨＰ＋⊿ＨＥ（１）

さらに、潮汐の影響は、主な分潮の周期である２５時と表すことができる。⊿ＨＰと⊿ＨＥはそれぞれ、気圧お間の移動平均処理によって簡易的に取り除くことができよび潮汐の影響による水位変化を示す。

る。毎正時ごとの観測データを対象とし、ある日（ｄ日）

ここでは１時間サンプリングされた地下水位および気のｔ時における気圧補正後の水位の表記をＨｄｔとすると、圧のデータを扱うものとする。各々の変化を見る（階差ｄ＋１日の０時における過去２５時間の気圧補正後水位のをとる）時間間隔を潮汐の主な分潮の周期に近い時間で移動平均値ＭＨｄ＋１０ はある２５時間に設定すると、潮汐の影響⊿ＨＥは見かけ上最小となり、気圧変化⊿Ｐと水位変化⊿Ｈｏが高い相関係数を示す。このとき、最小二乗法によって決まる一次式⊿ＨＯ＝Ｃ・⊿Ｐ＋α≒⊿ＨＰ

ＭＨｄ＋１０ ＝

Ｈｄ０ ＋Ｈｄ１ ＋Ｈｄ２ ＋・・・・・＋Ｈｄ２３ ＋Ｈｄ＋１０２５（４）（２）

における定数Ｃは気圧変化に対する水位変化の割合（気と表すことができる。同様にその１時間後のｄ＋１日の圧効率）を示している。後述のとおり、実際には（２）式の１時における過去２５時間の気圧補正後水位の移動平均値αは必ずしも０とはならないが、ここでは簡単のために

ＭＨｄ＋１１ は、α＝０とする。
地下水位と気圧をそれぞれＨ、Ｐとし、時刻ｔおよび、その１時間後の時刻ｔ＋１における観測データを添え字

ＭＨｄ＋１１ ＝

Ｈｄ１ ＋Ｈｄ２ ＋・・・・・＋Ｈｄ２３ ＋Ｈｄ＋１０ ＋Ｈｄ＋１１２５（５）で示すものとすれば、（１）、（２）式の組み合わせにより
Ｈｔ＋１ −Ｈｔ＝Ｃ（Ｐｔ＋１ −Ｐｔ）＋（ＨＥ、ｔ＋１ −ＨＥ、ｔ）と表されるから、（４）、（５）式より、が得られる。
ＭＨｄ＋１１ −ＭＨｄ＋１０ ＝（Ｈｄ＋１１ −Ｈｄ０）／２５

さらにこれを変形することにより（６）

Ｈｔ＋１ −｛Ｈｔ＋Ｃ（Ｐｔ＋１ −Ｐｔ）｝＝ＨＥ、ｔ＋１ −ＨＥ、ｔ＝⊿ＨＥ、ｔ＋１ （３）が得られる。
（３）式の左辺第一項は時刻ｔ＋１における実（６）式より、移動平均の１時間階差（ＭＨｄ＋１１ とＭＨｄ＋１０ の際の観測水位である。また、左辺第二項は時刻ｔにおけ差）は、気圧補正後水位の２５時間階差（Ｈｄ＋１１とＨｄ０の差）る観測水位と１時間あたりの気圧変化から見積もられるの２５分の１であることがわかる。すなわち気圧補正後水位変化の和である。したがって（３）式は、時刻ｔ＋１水位の２５時間階差の推移に注目することにより、気圧補における観測水位から１時間あたりの気圧変化の影響を正後水位から簡易に潮汐の影響を取り除いた傾向を把握差し引いたものが、潮汐の影響に等しくなることを示しすることができる。ており、この計算によって観測水位から気圧の影響を取り除く（補正する）ことができることがわかる。

４．補正法の適用例と基準値の検討

一方、潮汐はきわめて周期的な現象であるから、（３）上述の補正法は、地下水位が気圧と潮汐のみの影響に

式左辺によって算出される気圧補正した水位について、よって変化することを前提としている。表１に示したと振幅や位相に着目すれば、目視によっても、異常な（気おり、当所の６観測井は各々影響を受ける要因が異なっ圧や潮汐の影響だけで説明できない）変化の有無が容易ているので、この補正法をもとにした基準値の設定が適−４８−する場合とそうでない場合とがある。個々の観測井につ気圧補正後水位の２５時間階差の絶対値が０．
０３ｍを越いて、この方法を適用し、異常判定の基準値について検えたのは２００１（平成１３）年８月２２、２８日、９月１０、１１、討した結果は次の通りである。

１２日、１０月１日のデータ（８７３５件中５１件）であった。気象庁（２００１；２００２）によれば、これらの日にはいずれも台４．１．二宮観測井

風や低気圧・前線の通過にともなう大雨が記録されてい図２に、二宮観測井における２００１（平成１３）年１月１日から１２月３１日の毎正時の地下水位データ（データ数ることから、その影響を受けた地下水位変化によるものと考えられる。

８７６０）の２５時間階差（データ数８７３５）の頻度分布と累積頻度分布を示した。図２によれば、地下水位の２５時間階４．２．南足柄観測井
図５に、南足柄観測井における２００１（平成１３）年１月差は０（ゼロ）付近をピークとして、±０．
１５ｍを超える範１日から１２月３１日の毎正時の地下水位データ（データ数囲までの値をとる分布を示している。
上記（１）および（２）式で述べたとおり、同じ期間におけ８７６０）の２５時間階差（データ数８７３５）の頻度分布と累積頻る地下水位および気圧の２５時間階差の相関（図３）は極め度分布を示した。図５によれば、地下水位データの２５２て高く（Ｒ ＝０．
８５６３）、両者の関係を示す一次回帰式から

時間階差は０（ゼロ）付近をピークとして、若干正（水位上気圧効率０．
００５４（ｍ /ｈＰａ）が得られた。ここでｙ切片（（２）

昇）の側に偏った分布を示している。

式の αに相当）の値が０とならないのは、２５時間階差処

図６は、同じ期間における気圧補正後水位の２５時間理では取り除けない分潮の影響のほか、気圧や潮汐の影階差の頻度分布と累積頻度分布の状況を示した図である。

響によらない経年的な地下水位変化を反映しているもの

気圧補正は毎正時の地下水位および気圧の２５時間階差と考えられる。



図４は、この気圧効率を用い上記（３）式に基づいて気圧補正した水位の２５時間階差の頻度分布と累積頻度分布
の状況を示している。図２と図４を比較すると、気圧補に高くかつ値の範囲が狭まった分布をしており、異常判定のための基準設定に適していると考えられる。
そこで、気圧補正後水位の２５時間階差について、累᳓૏ᄌൻ O

正後水位の２５時間階差の方が、頻度分布のピークが極端

積頻度が０．
１％から９９．
９％までの区間を通常示す値の範㫐㩷㪔㩷㪄㪇㪅㪇㪇㪌㪋㫏㩷㪂㩷㪇㪅㪇㪇㪇㪋㪩㪉㩷㪔㩷㪇㪅㪏㪌㪍㪊囲であるとした。さらに、その両端の値の絶対値を比較して、異常な変化を見落とさないという観点から、より小さいほうを判定の基準値として設定した。



図４に示した累積頻度曲線によれば、累積頻度が０．
１％に達するのは−０．
０３ｍ（累積頻度０．
１５％）付近であり、累積頻度が９９．
９％に達するのは０．
１０ｍ（累積頻度９９．
９％）であった。これらを比較して、基準値を気圧補正後水位





᳇࿶ᄌൻ J2C
図３

地下水位と気圧の２５時間階差どうしの相関関係（２００１（平成１３）年 二宮観測井）の２５時間階差の絶対値で０．
０３ｍとした。

㪉㪇㪇㪋㪇㗫ᐲ⚥Ⓧ㗫ᐲ㪇㪄㪇㪅㪈㪌㪇㪌㪇㪇㪇㪄㪇㪅㪈㪌㪇㪇㪄㪇㪅㪈㪇㪇㪄㪇㪅㪇㪌㪇㪇㪅㪇㪇㪇

㪇㪅㪇㪌㪇

㪇㪅㪈㪇㪇

㪇㪅㪈㪌㪇

観測水位の２５時間階差の頻度と累積頻度の分布（２００１（平成１３）年 二宮観測井）㪋㪇㗫ᐲ⚥Ⓧ㗫ᐲ㪉㪇㪇㪄㪇㪅㪈㪇㪇㪄㪇㪅㪇㪌㪇㪇㪅㪇㪇㪇㪇㪅㪇㪌㪇㪇㪅㪈㪇㪇㪇㪅㪈㪌㪇䊂䊷䉺඙㑆䊂䊷䉺඙㑆

図２㪍㪇㪈㪌㪇㪇㪈㪇㪇㪇㪉㪇㪈㪇㪇㪏㪇㪉㪇㪇㪇㗫ᐲ㗫ᐲ㪍㪇㪋㪇㪇㪊㪇㪇㪉㪌㪇㪇㪏㪇㪌㪇㪇㪈㪇㪇㩿㪥㪔㪏㪎㪊㪌㪀⚥Ⓧ㗫ᐲ㩿㩼㪀㩿㪥㪔㪏㪎㪊㪌㪀⚥Ⓧ㗫ᐲ㩿㩼㪀㪍㪇㪇㪊㪇㪇㪇㪈㪇㪇㪎㪇㪇

図４−４９−

気圧補正後水位の２５時間階差の頻度と累積頻度の分布（２００１（平成１３）年 二宮観測井）

の相関関係を示す一次回帰式（Ｒ２＝０．
７７６５）から得られ値をとる分布を示している。

た気圧効率０．
００４７（ｍ /ｈＰａ）を用いて行った。図５と比図８は、同じ期間における気圧補正後水位の２５時間較すると、ピークが２倍程度の頻度となり値の幅もかな階差の頻度分布と累積頻度分布の状況を示した図である。

り狭まっていることがわかる。

気圧補正は毎正時の地下水位および気圧の２５時間階差

図６に示した累積頻度曲線によれば、累積頻度が０．
１％の相関関係を示す一次回帰式（Ｒ２＝０．
６７４２）から得られに達するのは−０．
０３ｍ（累積頻度０．
０５％）付近であり、累た気圧効率０．
００３９（ｍ /ｈＰａ）を用いて行った。図８を図

積頻度が９９．
９％に達するのは０．
１４ｍ（累積頻度９９．
９％）７と比較すると、ピークが若干高くなり、値の幅は幾分であった。これらを比較して、基準値を気圧補正後水位狭まっていることがわかる。の２５時間階差の絶対値で０．
０３ｍとした。

図８に示した累積頻度曲線によれば、累積頻度が０．
１％２００１（平成１３）年の結果によれば、気圧補正後水位の２５に達するのは−０．
０６ｍ（累積頻度０．
０１％）付近であり、累時間階差の絶対値が０．
０３ｍを越えたのは８月２１、２２、積頻度が９９．
９％に達するのは０．
０９ｍ（累積頻度９９．
９％）２３日、９月１０、１１、１２、１３、１４、２２日、１０月１、２、３、であった。これらを比較して、基準値を気圧補正後水位

１０、１１、１８、２９、３０日、１１月６日、１２月８日のデータの２５時間階差の絶対値で０．
０６ｍとした。

（８７３５件中３１５件）であった。気象庁（２００１；２００２）によれ

２００１（平成１３）年の結果によれば、気圧補正後水位の２５ば、いずれも、当日または１〜２日前に台風や低気圧・時間階差の絶対値が０．
０６ｍを越えたのは、２月２、３日、前線の通過にともなう大雨が記録されており、その影響

３月１５日、５月２０日、９月１１日、１
２月８、９日 の デ ー

を受けた地下水位変化によるものと考えられる。

タ（８１４６件中３９件）であった。気象庁（２００１；２００２）によ
れば、いずれも当日または１〜２日前に台風や低気圧・４．３．大井観測井前線の通過にともなう大雨や大雪が記録されており、そ図７に大井観測井における２００１（平成１３）年１月１日の影響を受けた地下水位変化によるものと考えられる。

か ら１２月３１日 の 毎 正 時 の 地 下 水 位 デ ー タ（デ ー タ 数８１７１）の２５時間階差（データ数８１４６）の頻度分布と累積頻４．４．真鶴観測井度分布を示した。図７によれば、地下水位の２５時間階

図９は、真鶴観測井における２００１（平成１３）年４月１差は０（ゼロ）付近をピークとして、±０．
１ｍ程度の範囲の日 か ら２００２（平 成１４）年３月３１日 の 毎 正 時 の 地 下 水 位㪋㪇㗫ᐲ⚥Ⓧ㗫ᐲ㪉㪇㪇㪊㪇㪇㪉㪇㪄㪇㪅㪇㪌㪇㪇㪅㪇㪇㪇㪇㪅㪇㪌㪇㪇㪅㪈㪇㪇㪉㪇㪈㪇㪇㪇㪄㪇㪅㪈㪌㪇㪇㪄㪇㪅㪈㪇㪇㪋㪇㗫ᐲ⚥Ⓧ㗫ᐲ㪉㪇㪇㪈㪇㪇㪇㪄㪇㪅㪈㪌㪇㪍㪇㪋㪇㪇㪇㪅㪈㪌㪇㪇㪄㪇㪅㪈㪇㪇㪄㪇㪅㪇㪌㪇

観測水位の２５時間階差の頻度分布（２００１（平成１３）年南足柄観測井）㪈㪍㪇㪇㪈㪇㪇㪏㪇㪋㪇㪍㪇㪇㗫ᐲ⚥Ⓧ㗫ᐲ㪋㪇㪇㪉㪇㪇㪈㪇㪇㪇㪅㪇㪇㪇㪇㪅㪇㪌㪇㪇㪅㪈㪇㪇㪇㪄㪇㪅㪈㪌㪇㪇㪅㪈㪌㪇䊂䊷䉺඙㑆

図６㪍㪇㪌㪇㪇㪋㪇㪊㪇㪇㪉㪇㪄㪇㪅㪇㪌㪇㪏㪇㪍㪇㪇㪇㪄㪇㪅㪈㪇㪇㪈㪇㪇㩿㪥㪔㪏㪈㪋㪍㪀㪎㪇㪇㗫ᐲ㗫ᐲ㪍㪇

㪏㪇㪇㪇㪄㪇㪅㪈㪌㪇㪇㪅㪈㪌㪇

観測水位の２５時間階差の頻度分布（２００１（平成１３）年大井観測井）㪏㪇㪇㪈㪇㪇㪇

㪉㪇㪇㪇㪅㪈㪇㪇㪐㪇㪇

㩿㪥㪔㪏㪎㪊㪌㪀

㪈㪉㪇㪇

㪋㪇㪇

図７⚥Ⓧ㗫ᐲ㩿㩼㪀㪈㪋㪇㪇㪇㪅㪇㪌㪇䊂䊷䉺඙㑆䊂䊷䉺඙㑆

図５㪇㪅㪇㪇㪇

㗫ᐲ
⚥Ⓧ㗫ᐲ

⚥Ⓧ㗫ᐲ㩿㩼㪀㪊㪇㪇㗫ᐲ㪍㪇㪋㪇㪇㪏㪇㪌㪇㪇⚥Ⓧ㗫ᐲ㩿㩼㪀㗫ᐲ㪌㪇㪇㩿㪥㪔㪏㪈㪋㪍㪀㪍㪇㪇㪏㪇㪍㪇㪇㪈㪇㪇㪎㪇㪇㪈㪇㪇㩿㪥㪔㪏㪎㪊㪌㪀㪎㪇㪇⚥Ⓧ㗫ᐲ㩿㩼㪀㪏㪇㪇㪉㪇㪇㪄㪇㪅㪈㪇㪇㪄㪇㪅㪇㪌㪇㪇㪅㪇㪇㪇㪇㪅㪇㪌㪇㪇㪅㪈㪇㪇㪇㪅㪈㪌㪇䊂䊷䉺඙㑆

気圧補正後水位の２５時間階差の頻度と累積頻度の分布（２００１（平成１３）年 南足柄観測井）

図８−５０−

気圧補正後水位の２５時間階差の頻度と累積頻度の分布（２００１（平成１３）年 大井観測井）

小田原観測井の水位は近隣事業所による揚水の影響にデータ（データ数８７５９）の２５時間階差（データ数８７３４）のより大きく変化する。地下水位が気圧と潮汐のみの影響頻度分布図である。
一方、図１０は、同じ期間の気圧補正後水位の２５時間によって変化するという（１）式の仮定がなりたたず、地階差（データ数８７３４）の頻度分布図である。気圧補正毎正下水位および気圧の２５時間階差の相関も低い。したがっ時の地下水位および気圧の２５時間階差の相関関係を示て、図１１と図１２にはさほどの違いが認められない。また、

２す一次回帰式（Ｒ ＝０．
４２７）から得られた気圧効率０．
００８９

図１１お よ び１２に お い て 両 端 の（−０．
０１５ｍ 以 下 お よ び（ｍ /ｈＰａ）を用いて行った。

０．
０１５ｍより大きい）区間の度数が著しく大きくなって真鶴観測井の水位は潮汐の影響により大きく変化し、いる。これは、事業所の操業状況に対応した地下水位のその振幅も数十ｃｍに及ぶため、（１）式で２５時間階差を週変化（月曜から金曜にかけての水位低下、および土曜・取っても⊿ＨＥ が十分小さくならない。そのため、地下日曜の水位上昇）成分が大きく影響していることによる。

水位および気圧の２５時間階差の相関も高いとは言えず、以上のことから、小田原観測井についても気圧補正後（３）式では十分な補正ができない。図９と図１０に若干の水位に着目して異常判定の基準値を設定するのは適当で違いが認められるものの、真鶴観測井については気圧補はないと考えられる。

正後水位に着目して異常判定の基準値を設定するのは適４．６．湯本観測井

当ではないと考えられる。

２００１（平 成１３）年１月１日 か ら１２月３１日 の 毎 正 時 の 地 下
４．５．小田原観測井

水位データ（データ数８７６０）の２５時間階差（データ数８７３５）図１１は、小田原観測井における２００１（平成１３）年１月の頻度分布を示した図１３と、同じ期間の気圧補正後水位１日から１２月３１日の毎正時の地下水位データ（データ数（地下水位および気圧の２５時間階差の相関（Ｒ２＝０．
０３０９、８７６０）の２５時間階差（データ数８７３５）の頻度分布図である。

気圧効率０．
００１１（ｍ/ｈＰａ））の２５時間階差（データ数８７３５）の

図１２は、同じ期間の気圧補正後水位の２５時間階差

頻度分布を示した図１４にはさほどの違いが認められない。

（データ数８７３５）の頻度分布図である。気圧補正は毎正時

湯本観測井の水位については、南足柄や大井と同様のの地下水位および気圧の２５時間階差の相関関係を示す年変化が認められるが、その他の要因による影響につい２一次回帰式（Ｒ ＝０．
１０６９）から得られた気圧効率０．
００４７ては規則性が見いだせない（板寺、１９９９）ことから、気圧（ｍ /ｈＰａ）を用いて行った。

補正後水位に着目して異常判定の基準値を設定するのは㪍㪇㪇㪍㪇㪇㩿㪥㪔㪏㪎㪊㪌㪀

㪌㪇㪇㪌㪇㪇㪋㪇㪇㗫ᐲ㗫ᐲ㪋㪇㪇

㩿㪥㪔㪏㪎㪊㪌㪀㪊㪇㪇㪊㪇㪇㪉㪇㪇㪉㪇㪇㪈㪇㪇㪈㪇㪇㪇㪄㪇㪅㪊㪇㪇㪄㪇㪅㪉㪇㪇

㪄㪇㪅㪈㪇㪇

㪇㪅㪇㪇㪇㪇㪅㪈㪇㪇㪇㪅㪉㪇㪇㪇㪄㪇㪅㪈㪌㪇㪇㪅㪊㪇㪇㪄㪇㪅㪈㪇㪇㪄㪇㪅㪇㪌㪇

䊂䊷䉺඙㑆

図９

観測水位の２５時間階差の頻度分布（２００１（平成１３）年真鶴観測井）

㪌㪇㪇

㪇㪅㪈㪌㪇

㩿㪥㪔㪏㪎㪊㪌㪀

㪋㪇㪇

㗫ᐲ

㗫ᐲ

㪇㪅㪈㪇㪇

㪍㪇㪇

㩿㪥㪔㪏㪎㪊㪌㪀

㪋㪇㪇㪊㪇㪇㪊㪇㪇

㪉㪇㪇㪉㪇㪇㪈㪇㪇㪈㪇㪇㪇㪄㪇㪅㪊㪇㪇

㪇㪅㪇㪌㪇

図１１ 観測水位の２５時間階差の頻度分布（２００１（平成１３）年小田原観測井）㪍㪇㪇㪌㪇㪇

㪇㪅㪇㪇㪇䊂䊷䉺඙㑆㪄㪇㪅㪉㪇㪇㪄㪇㪅㪈㪇㪇㪇㪅㪇㪇㪇㪇㪅㪈㪇㪇㪇㪅㪉㪇㪇㪇㪄㪇㪅㪈㪌㪇㪇㪅㪊㪇㪇䊂䊷䉺඙㑆

図１０ 気圧補正後水位の２５時間階差の頻度分布（２００１（平成１３）年 真鶴観測井）㪄㪇㪅㪈㪇㪇

㪄㪇㪅㪇㪌㪇㪇㪅㪇㪇㪇㪇㪅㪇㪌㪇

㪇㪅㪈㪇㪇

䊂䊷䉺඙㑆

図１２ 気圧補正後水位の２５時間階差の頻度分布（２００１（平成１３）年 小田原観測井）−５１−㪇㪅㪈㪌㪇

㪎㪇㪇
㪍㪇㪇

表２ 気圧補正に用いた気圧効率と異常判定の基準値
㩿㪥㪔㪏㪎㪊㪋㪀

᳇࿶ല₸ ၮḰ୯̪
OJ2㨙
ੑች



㗫ᐲ

㪌㪇㪇
㪋㪇㪇
㪊㪇㪇
㪉㪇㪇
㪈㪇㪇
㪇㪄㪇㪅㪈㪌㪇

㪄㪇㪅㪈㪇㪇

㪄㪇㪅㪇㪌㪇

㪇㪅㪇㪇㪇

㪇㪅㪇㪌㪇

㪇㪅㪈㪇㪇

㪇㪅㪈㪌㪇

䊂䊷䉺඙㑆

஻⠨

ධ⿷ᨩ



ᄢ੗

⌀㢬

ầ᳤ߩᓇ㗀߇ᄢ

ዊ↰ේ

឴᳓ߩᓇ㗀߇ᄢ

ḡᧄ

図１３ 観測水位の２５時間階差の頻度分布（２００１（平成１３）年湯本観測井）ฦⷐ࿃ߩᓇ㗀߇ਇ᣿⍎̪㧦᳇࿶⵬ᱜᓟ᳓૏ߩᤨ㑆㓏Ꮕ㧦ᧄႎߩᣇᴺ߇ㆡᒰߢߥ޿ߣ್ᢿ㪎㪇㪇㪍㪇㪇㩿㪥㪔㪏㪎㪊㪋㪀ができるというメリットがある。今後も事例を積み重ね㗫ᐲ㪌㪇㪇ることで、基準値の ｢ 確からしさ ｣ を向上させつつ、他㪋㪇㪇㪊㪇㪇の観測項目や他の指標等にもとづく異常判定と組み合わ㪉㪇㪇

せ、総合的な異常検出に取り組んでいくことが重要であ㪈㪇㪇る。

㪇㪄㪇㪅㪈㪌㪇㪄㪇㪅㪈㪇㪇㪄㪇㪅㪇㪌㪇㪇㪅㪇㪇㪇㪇㪅㪇㪌㪇㪇㪅㪈㪇㪇㪇㪅㪈㪌㪇

参考文献

䊂䊷䉺඙㑆

代田寧、棚田俊收、伊東博 （２００２） ２００１（平成１３）年箱図１４ 気圧補正後水位の２５時間階差の頻度分布（２００１（平成１３）年 湯本観測井）

根群発地震活動に関連した地殻傾斜変動，温地研報告，
３４，３５-４４．

適当ではないと考えられる。

板寺一洋 （１９９９） 温泉地学研究所の観測井における地５．まとめ

下水位変化の特徴とその補正について，温地研報告，
２９（１・２），５７-６４．

地下水位に対する気圧と潮汐の影響を簡易に補正する
方法と異常判定の基準値について検討した。補正法の概神奈川県温泉地学研究所 （１９９９） 温泉地学研究所にお要は次の通りである。

ける ｢ 神奈川県西部地震 ｣ の取り組み，温地研報告，①地下水位および気圧の２５時間階差の相関関係から求２９（１・２），３-４０．

めた地下水位の気圧効率により地下水位を気圧補正する。

気象庁監修 （２００１） 天気図日記 気象、
Ｎｏ．
５２７- Ｎｏ．
５３６．

②潮汐の影響を取り除いた傾向を把握するため、気圧補

気象庁監修 （２００２） 天気図日記 気象、
Ｎｏ．
５３７- Ｎｏ．
５３８．

正後水位の２５時間階差に注目する。

棚田俊收、伊東博、代田寧、板寺一洋 （２００２ａ） 神奈
川県西部地域における光波測量結果とその特徴につい表２に、当所の地下水位観測井について、この方法のて，温地研報告，３３，２５-３０．

妥当性について検討した結果と、気圧補正後水位の２５時間階差の頻度分布状況から決定した異常判定の基準値に棚田俊收、伊東博、代田寧、板寺一洋 （２００２ｂ） 神奈
川県西部地域におけるＧＰＳ観測結果とその特徴につついてまとめた。

いて，温地研報告，３３，３１-４２．

この方法は地下水位が気圧と潮汐のみの影響によって変化することを前提としているため、すべての観測井の横山尚秀、小鷹滋郎、板寺一洋、長瀬和雄、杉山茂夫

地下水位に対して適用できるわけではなかった。しかし、（１９９５） 神奈川県西部地震予知研究のための地下水位

気圧係数を求めるために最小二乗法を用いる以外は、簡観測施設と地下水位解析，温地研報告，２６（１・２），２１-

単な四則演算の組み合わせで計算を実行することができ、

３６．

市販の表計算ソフトなどによって容易に処理を行うこと−５２−