[ノート]
兵庫県における PM2.5 汚染の実態把握調査（3）中坪１

良平 １，常友大資 １ ，平木隆年 １

兵庫県環境研究センター 大気環境科（〒654‑0037 神戸市須磨区行平町 3‑1‑27）

Investigation of the Actual Condition concerning PM2.5 Air Pollution
in Hyogo Prefecture (3)Ryouhei NAKATSUBO1, Daisuke TSUNETOMO1 and Takatoshi HIRAKI1
1 Atmospheric Environmental Division, Hyogo Prefectural Institute of Environmental Sciences,3-1-27, Yukihira-cho, Suma-ku, Kobe, Hyogo 654-0037, Japan

2007 年 11 月から 2009 年 10 月までの 2 年間、兵庫県下 3 地点（芦屋、姫路、須磨）において微小粒子状物質（PM 2.5）濃度及び PM 2.5 に含まれる主要成分濃度の測定を実施した．得られた成分濃度の測定結果を用いて多変量解析（重回帰分析及び主成分分析）を行い PM 2.5 濃度の変動要因を推定した．重回帰分析の結果，PM2.5 濃度の増加要因として，全地点で OC，Na +，NH 4+，K +が採択され，芦屋と須磨では EC も採択された．主成分分析の結果，総合的な汚染度の指標，半揮発性成分の指標，人為起源による汚染の指標と考えられる 3 つの主成分が得られたが，他の要因の影響も受けている可能性が考えられた．

Ⅰはじめにしている．これらの報告は，PM 2.5の低減対策を的確に 実施 し てい くた め に は， 周辺 環 境の 異な る

空気動力学径が2.5μm以下の大気中微小粒子状

様々な地域でPM 2.5の高濃度要因や発生源を把握し，物質（PM 2.5）については，2009年9月9日に環境基PM 2.5の高濃度事象に及ぼすそれらの影響を定量的準が告示され，現在，地方自治体による常時監視に把握することの必要性を示している．

体制の整備が進められている．これまでに環境省

当センターでは，PM 2.5濃度を2週間程度の平均濃等が実施したPM 2.5濃度の測定結果から，わが国の度で把握することを目的としたサンプラーを製作

都市部におけるPM 2.5濃度は全国的に環境基準を上し，2001年からモニタリング調査を実施してきた．

1）

既報 4) では，2003年から2007年における四年間の回ると予想されている ．金谷ら

2）は，局所的な汚染の影響が少ない離島の九州福江島でPM 2.5濃度

PM 2.5質量濃度の測定結果をとりまとめて報告した．

を測定し，告示日以降の測定データを解析した結また，2007年からは質量濃度の並行測定を継続す

果，日平均値の年間98%タイル値が56.5μg/m 3となるとともに主要な成分濃度の測定を開始し，2007

り， 測定 の 不確 かさ 考 慮 して も有 意 に環 境基 準年から2008年における1年間の成分濃度測定結果3（35μg/m ）を超過していると報告した．このこをとりまとめて前報 5） で報告した．本報告では，とは，PM 2.5の環境基準超過に及ぼす越境大気汚染2007年から2009年まで実施した県内3地点におけの関与を強く示唆している．一方，熊谷ら

3）

は，るPM 2.5の質量濃度と主要成分濃度の測定結果に，関東平野内陸部では光化学反応に起因すると推察

統計解析の一種である多変量解析手法を適用し，される二次生成粒子の濃度増加によって微小粒子PM 2.5の濃度変動に及ぼす主要成分とその寄与度合濃度が増加することを報告している．このことは，いを把握すると共に，PM 2.5の濃度変動要因を推察

地域的な汚染源に起因するPM 2.5の濃度増加を示唆した。
8Ⅱ方(a) Ashiya

法30
Unknown25

1. サンプリング地点及び期間
サンプリングは前報 5）に従い，芦屋市精道町（芦Ca2+K+Mg2+3（µg/m ）20

屋市役所分庁舎屋上：以下「芦屋」），姫路市北条（兵庫県姫路総合庁舎屋上：以下「姫路」）および

15

NH4+Na+10

SO42-

神戸市須磨区行平町（当センター3階ベランダ：以5NO3-下「須磨」）の3地点で実施した．

Cl-0
b-Nov07b-Dec07
b-Jan08b-Feb08b-Mar08
b-Apr08b-May08b-Jun08
b-Jul08b-Aug08
b-Sep08b-Oct08
b-Nov08b-Dec08
b-Jan09b-Feb09b-Mar09
b-Apr09b-May09b-Jun09b-Jul09b-Aug09
b-Sep09b-Oct09

本報告では2007年11月から2009年10月までの2年間の結果をとりまとめた．

ECOC(b) Himeji
2. サンプリングおよび質量濃度の測定方法
PM 2.5 のサンプリング方法は前報

5）30
Unknown

に従い，当セ25ンターで制作したPM 2.5 サンプラーを用いて，約220K+
Mg2+3（µg/m ）週間周期のサンプリングを連続して実施した．質Ca2+量濃度も前報 5） に従って秤量法により測定した．

15NH4+
Na+

10SO425

3. 成分濃度の測定方法に従い，炭素成分NO3Cl-0b-Nov07
b-Dec07
b-Jan08b-Feb08b-Mar08
b-Apr08b-May08b-Jun08
b-Jul08b-Aug08
b-Sep08b-Oct08
b-Nov08b-Dec08
b-Jan09b-Feb09b-Mar09
b-Apr09b-May09b-Jun09b-Jul09b-Aug09
b-Sep09b-Oct09

主要成分濃度の測定は前報5）（有機炭素(OC)および元素状炭素(EC)）と水溶性イオン成分（Cl ‑，NO 3‑，SO 42‑，Na +，NH 4+，K+，Mg 2+，EC
OC(c) SumaCa 2+）を測定した．

30
Unknown25

4．多変量解析

Ca2+K+20Mg2+3（µg/m ）多変量解析は，重回帰分析及び主成分分析を行った．重回帰分析は，PM 2.5の質量濃度を目的変数，15主要成分濃度を説明変数として変数増減法により10行った．主成分分析は，各主成分の固有値及び寄5Na+SO42-与率から指標となる主成分を求めた．また，各デ

NO3Clb-Nov07
b-Dec07
b-Jan08b-Feb08b-Mar08
b-Apr08b-May08b-Jun08
b-Jul08b-Aug08
b-Sep08b-Oct08
b-Nov08b-Dec08
b-Jan09b-Feb09b-Mar09
b-Apr09b-May09b-Jun09b-Jul09b-Aug09
b-Sep09b-Oct09

0ータの主成分得点を求め，季節別に平均主成分得点を計算した．

ⅢNH4+ECOCFig.1 Trends of measured values of the main

結果および考察components of PM2.5, (a)Ashiya, (b)Himejiand (c)Suma, Hyogo Prefecture. The”b” on

1．主要成分濃度の季節変動

the horizontal axis is“begin”.

Fig.1にPM2.5主要成分濃度の推移を積み上げグラフとして示した．全地点で概ね同様の傾向を示
し，PM 2.5質量濃度は春季〜夏季および初冬季に高2．重回帰分析結果くなる傾向を示した．主要な成分は，前報で報告

各地点においてPM 2.5質量濃度がどの成分の影響したとおりOC，EC，NO 3‑，SO 42‑，NH 4+であった．OCで変動するかを定量的に知るため，地点別に，PM 2.5は春季と初冬季に高くなる傾向，NO 3‑は冬季に高質量濃度を目的変数とし，主要成分濃度を説明変2‑+くなる傾向，SO 4 およびNH 4 は春季〜夏季に高く数として重回帰分析を行った．重回帰分析は，あなる傾向を示した．一方，ECにつては晩秋〜初冬る目的変量と多数の説明変量との関係を線形一次季に若干の濃度増加がみられたが，目立った季節式として推定あるいは予測する手法である．
地点別に重回帰分析を行った結果，得られた偏変化はみられなかった．
9Table 1 Result of multiple linear regression analysis.
SiteRegression coefficientsOCEC

NaAshiya
HimejiSuma+(n=48, p =<0.01)
NH4+

K+2+

Mg

Ca2+

Partial

1.62

1.51

14.43

3.21

7.87

-19.21*-7.91

Standard partial

0.30

0.18

0.11

0.52

0.24

-0.09*-0.10

Partial

1.86

38.53

3.02

12.05

-16.37

Standard partial

0.33

0.20

0.45

0.32

-0.19

Partial

1.69

1.70

17.86

3.31

7.96

-12.94Standard partial

0.26

0.17

0.22

0.59

0.22

-0.16

R**
0.97
0.94

0.95

* ：p <0.05** ：Squared multiple correlation coefficent adjusted for the degree of freedom

Base 1(a) PC 1(a)(eigenvalue=4.88)(b) PC(b)2 Base(eigenvalue=1.95)
2(c) PC(c)3Base(eigenvalue=1.27)
3
NH4+
SO42ClPM2.
OCEC
K+
NO3Ca2+Na+
Mg2+

NO3ClOC
EC
K+
Na+
Mg2+
PM2.
Ca2+
NH4+
SO42-

PM2.5
K+
NH4+
SO42OC
EC
Ca2+
Na+
Mg2+
NO3Cl0.0

0.5

1.0-1.0-0.5

0.00.51.0-1.0-0.5

0.00.5Fig.2 Factor loading pattern of the each variables of the (a) Principal Component 1 (PC 1), (b)Principal Component 2 (PC 2) and (c) Principal Component 3 (PC 3).

回帰係数及び標準偏回帰係数，自由度調整済み決の割合が最も高いSO 42‑ は, NH 4+ との相関が非常に定係数をTable 1に示した．標準偏回帰係数は，強く，SO 42‑ の変動がNH 4+ の変動で十分説明できる

PM 2.5質量濃度に対する各成分の寄与を推定するたため不採択になったと考えられた．一方，全てのめに各説明変量を平均＝0，分散＝1 となるように

地 点 で PM 2.5 質 量 濃 度 を 減 少 さ せ る 要 因 と し て ，標準化して重回帰分析を行った時の偏回帰係数でCa 2+ が 危 険 率 1% 未 満 で 採 択 さ れ ， 芦 屋 で は Mg 2+ある．自由度調整済み決定係数は，芦屋が0.97，（p<0.05）も採択された．PM 2.5 中のCa 2+ やMg 2+ は，姫路が0.94，須磨が0.95 となり，PM 2.5の質量濃度

サンプリング地点周辺の風況が荒れた場合などには3地点ともここで用いた説明変数で十分説明で巻上げられた土壌成分に由来すると考えられ 6），きると考えられた．芦屋と須磨では，OC，EC，Na +，風速の増加に伴い大気が拡散されてPM 2.5が低下し++NH 4 ，K が危険率1%未満でPM 2.5質量濃度の増加要因た可能性が考えられた．

として採択された．姫路では，OC，Na + ，NH 4+ ，K +が危険率1%未満でPM 2.5質量濃度の増加要因として3．主成分分析結果採択された．姫路ではECが採択されず，PM 2.5質量主成分分析は，多変量データ（説明変数）の持濃度の増加への寄与は小さいと考えられた．これ

つ情報を少数個の総合特性値（潜在的変数）に要は, 姫路の調査地点近傍に目立った幹線道路がな約する手法で，説明変数の潜在的変数への貢献度+いことが要因と考えられた．3地点ともNH 4 の標準や重要度を明らかにするとともに，個体（この場偏回帰係数が最大を示し，NH 4+ がPM 2.5 質量濃度の合は測定値）に及ぼす潜在変数の寄与を評価する増加へ最大の寄与を示すと考えられた．PM 2.5中のことが出来る．

+NH 4 は，SO 42‑‑やNO 3 等の陰イオンと塩を形成した3地点の全データ（n=144）を対象として主成分状態で存在することが知られている．そのため，分析を行った結果，主成分の重要度を示す値（固+NH 4 を含む無機塩がPM 2.5 質量濃度の増加に大きな有値）が1以上を示す3種類の主成分が得られた．

影響を及ぼしていると考えられた．なお, PM 2.5中これら3種類の主成分の累積寄与率は73.4%であっ10

△：Spring●：Summer▲：Autumn○：Winter

2.0

2.0(a)

(b)
1.0

PC ３

PC ２

1.00.0-2.0-1.00.0

1.0

2.00.0
-2.0

-1.0

-1.0

0.0

2.0

-1.0

-2.0

-2.0

PC １

Fig.3

1.0

PC １

Scatter plots of the principal components score. The horizontal axis shows the Principal Component 1(PC1), the vertical axis shows the (a) Principal Component (PC 2) and (b) Principal Component (PC 3),respectively.
た．Fig.2に3種類の主成分に寄与する変数の因子られた．主成分2は，冬季に得点が高く半揮発性成負荷量のパターンを示した．各変数の因子負荷量分の影響が高まることを明確に示しているが，総は，プラスの絶対値が大きいほど主成分と正の相合的な汚染との関連は低いと考えられる．主成分3

関が強く，マイナスの絶対値が大きいほど主成分に明確な季節性はみられないが，夏季には主成分3と負の相関が強いことを示している．主成分1は，の得点の増加と主成分1の得点の増加に関連性が全ての変数の因子負荷量が正の符号を持つことかみられた．また，Table 2に季節別の平均主成分得ら総合的な汚染度の指標と考えられた．主成分2点を示したが，主成分3の得点は夏季に最も高かっは，NO 3‑やCl ‑が正，SO 42‑やNH 4+が負の符号を持つこたことから，夏季には人為起源の汚染度が高まるとから半揮発性成分の指標と考えられた．大気中可能性が示唆された．

+のNH 4 は，気温の上昇によりNH 3ガスに変化する可能性が考えられるが，PM 2.5 に含まれるNH 4+ の大部Table 2分は，主に(NH 4) 2SO 4として非揮発性の形態で存在

components score.

すると考えられた．主成分3は，NH4+ やSO 42‑ が正，

SeasonSpringSummerAutumnWinterMg 2+ やNa + ，Ca 2+ が負の符号を持つことから人為起源による汚染の指標と考えられた．これら3種類の主成分によりPM 2.5の性質が特徴付けられた．一方

Seasonal average of the principal
MonthMar, Apr, May
Jun, Jul, Aug
Sep, Oct, Nov
Dec, Jan, Feb

PC 10.617-0.170-0.383-0.064

PC 2-0.123-0.900-0.310
1.333(n=36)
PC 3-0.247
0.225-0.1790.201で，主成分2ではECの因子負荷量が正を示し，主成
分3ではNO 3‑ の因子負荷量がほぼゼロを示したこ

Ⅳとから，これらの主成分は他の要素の影響も受け結論ていると考えられた．
Fig.3に月平均主成分得点の散布図を示した．主2007年11月から2009年10月まで実施したPM 2.5中

成分得点とは各測定データに及ぼす主成分の影響

主要成分の分析結果に多変量解析を適用し，以下を得点化したもので，得点が高いほど主成分の影の結論を得た．

響が大きいと考えられる．この散布図は横軸に主① 重回帰分析の結果，PM 2.5 濃度の増加要因とし成分1を，縦軸にそれぞれ主成分2と主成分3をとって，全地点でOC，Na + ，NH 4+ ，K + が採択され，芦屋ている．主成分1の得点は春季に高くなったことかと須磨ではECも採択された．また，3地点ともNH 4+ら，総合的な汚染度は春季に高くなると考えられがPM 2.5質量濃度の増加へ最大の寄与を示すと考えた．一方，秋季には主成分1の得点が小さかったこられた．また，全ての地点でPM 2.5質量濃度を減少とから，総合的な汚染度は秋季に低くなると考えさせる要因として，Ca 2+が採択された．
11②主成分分析の結果，総合的な汚染度の指標，半the PM2.5 concentration at all sites, and the EC was

揮発性成分の指標，人為起源による汚染の指標とadopted in Ashiya and Suma. As a result of a考えられる3つの主成分が得られたが，これらの主principal component analysis, the three bases were

成分は他の要因の影響も受けている可能性が考え

obtained that an index of the general pollution, anられた．

index of the semi volatility components, an index of③月平均主成分得点から，総合的な汚染度は春季

the artificial pollution, but these bases probablyに高く秋季に低くなり，冬季には半揮発性成分のaffected by other factor.

影響が高まるが総合的な汚染との関連は低いと考えられた．また，夏季には人為起源の汚染度の高まりに伴って総合的な汚染度が高まる可能性が示唆された．

文献

1) 環境 省:微小 粒子 状 物 質暴 露影 響 調査 報告 書
（2007）
2) 金谷有剛，竹谷文一，入江仁士，駒崎雄一，高島久 洋， 鵜 野伊 津志: 九 州福 江島 に おけ る通 年
PM 2.5質量濃度測定値の大気環境短期基準超過，大気環境学会誌，45，289‑292（2010）3) 熊谷貴美代，田子博，飯島明宏，小澤邦壽，坂本和彦：群馬県平野部および山岳部における微小粒子状物質の季節特性，大気環境学会誌，45，10‑20（2010)
4) 中坪良平，吉村陽,池澤正，平木隆年：兵庫県におけるPM2.5汚染の実態把握調査（1），兵庫県立健康環境科学研究センター紀要，5，117‑122（ 2008）
5) 中坪良平，平木隆年：兵庫県におけるPM2.5汚染の実態把握調査（2），財団法人ひょうご環境創造 協 会兵 庫 県 環 境 研究 セ ン タ ー紀 要 ，1， 37‑44（2009）6）米持真一，梅沢夏実: PM 2.5との通年観測による大都市郊外のサブミクロン粒子(PM 1)の特性解明,
大気環境学会誌，45，271‑278（2010）

Abstract
We carried out the measurement of the PM2.5
concentration

andtheanalysis

ofthemaincomponents of the PM2.5 at the three sites (Ashiya,HmejiandSuma)

in

Hyogo

prefecture.

We

considered a variation factor of the PM2.5 massconcentration in each site by applying a multiple
regression analysis and a principal

component

analysis to the results of component composition.
As a result of a multiple regression analysis, OC,Na +, NH4+, K+ were adopted as an increase factor of12