−97−

東京湾における水質平面濃度分布の変遷と特徴
安藤晴夫

柏 木 宣 久＊＊＊＊（ 統計数理研究所，

要二 宮 勝 幸＊＊

小 倉 久 子＊＊＊＊＊＊横浜市環境科学研究所，

山崎正夫千葉県環境研究センター）

旨

水質測定計画に基づく水質モニタリングデータに統計的な手法を適用し，東京湾の水質濃度分布を可視化する手法を開発した。この方法により，水質の長期的な変遷と季節変化，空間分布の特徴などを明らかにした。また湾内の水域面積に対する環境基準達成割合についても把握することが可能になった。

キーワード：東京湾，水質平面濃度分布，栄養塩，季節調整，平面補間

１

はじめに
東京湾の水質は，植物プランクトンの増殖による内部生産の寄与が大きいこと，流入河川が湾奥部の東京都の周辺に集中していること，外洋水が湾口からかなり内部まで進入することなどから，時間的・空間的な水質の変動が非常に大きい。
そのため，水質の現状や変遷を的確に捉えるには，時間変動と空間変動が同時に把握できるような解析手法や表現方法が必要となる。
これまで筆者らは，東京湾全域の定点で定期的に実施されている水質モニタリングデータの有効性に着目し，東京都，千葉県，神奈川県の水質測定結果をデー
タベース化し，東京湾の水質の長期変動傾向等について検討を行なってきた1−3）。
ここでは，その一環として，公共用水域の水質測定
図１

データに統計的な手法を適用してカラー画像化し，東解析に使用した調査地点

京湾全域の水質の時間空間的な変動傾向の特徴を明らかにすることを試みた。その結果について報告する。

２

解析方法

2．1

・期間

：1976〜97年度（項目により異なる）

・頻度

：１回/月

・水深

：表層（水面下0.5m）

解析資料

底層（海底上１m）
4−6）・資料名：公共用水域水質測定結果

・項目

・地点

2．2

：東京都、千葉県、神奈川県の調査地点から地域性を考慮して選定した41地点（図１）：COD、全窒素（T-N），全りん（T-P）
解析方法

公共用水域水質測定計画に基づき長期間にわたり月
東京都環境科学研究所年報

2002

−98−
１回調査が行なわれてきた地点の中から東京湾全域に

この離散薄板モデルはスプライン補間法の一種で，ほぼ均等に分布する41地点を選び，その水質測定デー各地点の水質濃度を，対応する座標上に立てた棒の長タに対して，次に述べる季節調整法及び平面補間法をさで表したとすると，その上から柔軟性のある薄板を順次適用して，毎月の東京湾全域の水質平面濃度分布被せ，すべての棒の先端に薄板が接触するように変形を推定した。

したときにできる曲面で全域の濃度を推定することに2．2．1例えることができる。

季節調整法

筆者らは，水質の長期変動傾向を推定するのに季節調整法の利用が有効であることを報告した1）。その場

３合には，変動の大きい水質測定データからトレンド成3．1分を抽出することが季節調整法を使用する目的であった。

結果と考察
水質の平面濃度分布の特徴

公共用水域水質測定データから得られた東京湾表層における毎月のCOD，T-N，T-Pの平面濃度分布の推本報告では，平面補間を行なうための前処理として定画像を図2，3，4に示す。これらの図で，左右方向季節調整法を使用した。すなわち東京湾全域の41地点には４月から３月までの１年間の変化が，また上下方で測定されたデータは、年月が同一でも，測定日は地向には過去から1997年度までの年度による変化が分か点により異なる場合が多い。そのため，気象状況の変るように各月の平面濃度分布図を配置した。なお，41化などにより，ある地点では強風の日に測定が行なわ地点全てで測定が開始された年度は項目により異なる

れ，別の地点では大雨後に測定が行なわれていたようため，作図の開始年度も異なっている。

な場合が起こりうる。このような測定データをそのま3．1．1

ま使用して平面補間処理を行なった場合には，天候など，一時的な要因の影響が水質濃度分布に反映され，ＣＯＤ

図２は，1976〜1997年度のCODの平面濃度分布を示したものである。

本来推定したいその年月の特徴的な濃度分布が得られCODの平面濃度分布の季節変化をB類型の環境基ない可能性が高い。そこで，水質時系列データから強準 値3mg/Lを 超 え る 黄 色 で 示 さ れ た 領 域 に 注 目 し風や大雨などの突発的な事象の影響をノイズと見なして比較すると，２月には既に最湾奥部の海岸線付近

7）て除去するために、ベイズ型季節調整法を用いた 。に3mg/Lを超える領域が出現し，以後次第に拡大しすなわち，水質データの構造をて，５〜９月の間は東京内湾に全域に拡がっている。

測定値=トレンド成分＋季節成分＋ノイズ成分とモデル化し，各地点の測定データを季節調整法によ

そして，特に６月には最も値が高い赤で示される領域が湾奥部をほぼ被っている。

り３成分の時系列データに分解した。次に，平面補間

東京湾では，湾内の有機物中に占めるプランクトンの対象とする年月のトレンド成分と季節成分の和を，起源の有機物の割合は数10%に達すると報告されおりその時点本来の平均的な水質であると仮定して，平面

9）補間に使用するデータとした。

よる内部生産量の変化に対応していると考えられる。

2．2．2

すなわち，植物プランクトンの増殖速度を制限する要平面補間法，こうしたCODの季節変化は，植物プランクトンにまず，図１に示すように，東京湾を54×46（１kmメッ

因は，気温，日射，栄養塩濃度であるが，東京におけシュ）の格子に分割した。このとき，海域の格子数はる気温と全天日射量の平年値は，それぞれ８月と５月981，東京内湾の格子数は876であった。東京内湾の面に最も高い。また６月には梅雨の影響により河川を通積は約960km2と言われているが，格子化したことにじて有機汚濁物質とともに，栄養塩類が陸域から豊富より，それより狭くなった。に供給される。こうした気象等の要因の組み合わせで，次に，各測定地点に対応する格子座標上に水質データ（トレンド成分＋季節成分）を配置し、離散薄板モ8）デルに基づく平面補間法 によって全格子点の濃度を推定した。

毎年６月頃に最もプランクトンの増殖に最適な条件が出現し，COD濃度が上昇すると考えられる。
CODの経年的な変化については，この22年間，顕著な変化は認められない。

東京都環境科学研究所年報2002−99−

図２

東京湾表層におけるＣＯＤ平面濃度分布の推移

東京都環境科学研究所年報

2002

−100−

図３

東京湾表層におけるＴ−Ｎ平面濃度分布の推移

東京都環境科学研究所年報

2002

−101−

図４

東京湾表層におけるＴ−Ｐ平面濃度分布の推移

東京都環境科学研究所年報2002

−102−
3. 1. 2

Ｔ−Ｎ

一方，T-N，T-Pの環境基準値は，類型Ⅲの場合それ

図３は1977〜1997年度の表層T-Nの平面濃度分布図

ぞれ0.6mg/L以下及び0.05mg/L以下（年平均値），類である。季節的には，春から夏にかけて濃度の高い領型Ⅳでは，1mg/L以下及び0.09mg/L以下（年平均値）

域が拡がり，CODと同様に６月頃に最も拡大していと定められている。

る。空間的には，湾奥西岸の東京から川崎，横浜の沿通常，環境基準の達成率は，測定回数に対して環岸にかけては年間を通じて，1mg/L以上の赤で示さ境基準値を超えた回数の割合で表されているが，これる高濃度の領域が拡がっている。一方，東岸の千葉

こでは，前述の平面補間法を用いて計算された東京

県寄りの水域では，５〜６月に高濃度域が最も拡大し，湾全域の濃度推定値をもとに，環境基準を超える面積その後，夏季には濃度が低下し，冬に若干濃度の高くの割合を求め，検討した。すなわち，東京内湾に該当なる傾向が認められる。東京湾の主要な流入河川であする876格子について，各月ごとに，CODはB類型のる江戸川の篠崎水門，多摩川の田園調布堰における公3mg/L，T-N,T-Pは類型Ⅳの1mg/L及び0.09mg/Lの環共用水域の水質測定結果によれば，T-N濃度は冬季に境基準値と比較して，その値を超える格子数の割合を比較的高く，夏季に低い傾向を示している。ただし，計算し，時系列図に表した（図５）。なお，前述の3.1

これはあくまでも晴天時の濃度値であるため，海域のでは，表層の結果についてのみ述べたが（図2〜4），濃度変化との関連は明確ではない。むしろ，T-Nを構

ここでは，同様な手法で得られた底層の結果も併せて成する無機体窒素（硝酸性窒素：NO3-N，亜硝酸性窒検討した。

素：NO2-N，アンモニア性窒素：NH4-N）の河口域での濃度は，降雨直後に濃度が高いことが報告されており10），降水量の多い梅雨期に陸域からの負荷量が多いことに起因すると考えられる。
経年的には１〜３月の濃度が1980年代半ばに最も高くなり，その後少しずつ、この時期の濃度が低下する傾向が認められる。
3. 1. 3

Ｔ−Ｐ

図４は，1980〜1997年度における表層のT-Pの平面濃度分布である。
T-Pは，T-Nと同様に，東京の沿岸域では年間を通じて赤で示される0.09mg/L以上の高濃度の状況が継続している。
季節的には，T-P濃度は６〜９月に濃度の高い領域が拡がり，８月頃に最大になっている。これは，前述

図５

東京内湾において環境基準を超える面積の割合（％）のCOD及びT-N に比べて約２ヶ月遅い。
T-Pの経年的な変化については，この図からは明確
3. 2. 2な減少傾向は認められない。
3. 2ＣＯＤ

環境基準値を超える面積の割合

表層については，CODが3mg/Lを超える面積の割

3. 2. 1 東京内湾の水質類型と環境基準合は，毎年５〜９月にほぼ100%に達した。東京内湾

東京内湾の各水域は，利水目的等に応じて，CODの水域は，陸域に近い一部の水域（C類型）を除いて，についてはA，B，Cの3類型，T-N，T-Pについては多くがA類型またはB類型に区分されており，B類型Ⅲ，Ⅳの２類型に区分され，それに応じて環境基準値の基準が達成できない場合にはA類型の基準も達成でが定められている。CODの環境基準値は，A類型がきないことを意味している。したがって，春から夏の2mg/L，B類 型 は3mg/L，C類 型 は，8mg/Lで あ る。

間はほぼ東京内湾全域で環境基準が達成できないこと

東京都環境科学研究所年報

2002

−103−を示している。

度分布を推定することが可能である。

一方，底層の場合には，６月の約30％が最大であり，時間的空間的に変動する水質の状況を明らかにす

表層に比べて底層のCODレベルがかなり低いこともる方法として，カラー化した平面濃度分布図を時系表している。このことは，有機汚濁の主要な原因が表列的に配置した図による表現が有効である。

層での内部生産によるものであること意味している。

東京湾表層では，CODとT-N は６月頃に，T-Pは



なお，冬季には，表層，底層とも毎年ほぼ環境基準値以下に回復することも分かる。
3. 2. 3８月頃に高濃度の領域が最も拡大する
東京都の地先海域では，COD，T-N，T-Pとも年



Ｔ−Ｎ

間を通じて濃度が高い

表層のT-Nについては，濃度が1mg/Lを超える面積

平面補間結果によれば，表層のCODは，５〜９

の割合は，1980年代には，１〜６月に高くなり約80%

月は東京内湾全域で，B類型の環境基準値3mg/Lをに達したが，1990年以降は次第に60%程度まで低下し超えていると推定される。

ピークの期間も5〜6月と短くなる傾向が認められた。

T-Nは，1mg/Lの値を超える面積の割合の最大値

底層についても同様に，1990年代に入って基準を超が1980年代の約80%から1990年には約60%に低下すえる面積の割合が低下する傾向を示した。

る傾向が認められる。

また，CODと比べて，年間の変動幅が小さく，最T-Pは，0.09mg/Lを超える面積の割合が，表層とも低下した場合でも30〜40%の領域が1mg/Lを超えて底層でほとんど差がなく，最大で約60%と推定されいる。このことは，年間を通じて比較的濃度が高いこる。とを示している。
T-Nの起源としては，下水処理水のほか，肥料，大引用文献

気汚染などに由来するものが考えられる。特に，バブ１）安藤晴夫，柏木宣久ら：東京都内湾の水質の長ル経済が崩壊した1990年代に入って濃度の低下が認め

期変動傾向について，東京都環境科学研究所年報，られることから産業活動と関連している可能性もある

pp.60-67（1999）。

が，現状では明確な理由は不明である。
3. 2. 4２）二宮勝幸，柏木宣久ら：東京湾におけるCODとDOの空間濃度分布の季節別特徴，水環境学会誌，

Ｔ−Ｐ

表層のT-Pは，0.09mg/Lの基準値を超える面積の割

19，pp.480- 490（1996）。

合は毎年８月頃に最大になり，その値は約60%であっ３）二宮勝幸，柏木宣久ら：東京湾における溶存性無た。また，底層の変動パターンも表層とほぼ同じであっ

機態窒素およびリンの空間濃度分布の季節別特徴，たが，そのピークは，毎年９月頃で表層に比べて約１ヶ

水環境学会誌，20，pp.457-467（1997）。

月間遅れる傾向が認められた。

４）東京都環境局：昭和51〜平成９年度

既に述べたように，CODとT-Nは，表層と底層とで，変動パターンが異なり，両者の濃度レベルの差が大

公共用水域の水質測定結果（資料編）.
５）千葉県環境局：昭和51〜平成９年度

公共用水域

きいことを示しているが，T-Pの場合には表層と底層水質測定結果及び地下水水質測定結果。の濃度レベルがほぼ等しいと考えられる。また底層の

６）神奈川県環境局：昭和51〜平成９年度

ピーク時期が東京湾の貧酸素化が最も進行する９月であることは，底泥からの溶出の寄与が大きいことを示

神奈川県

水質調査年表.
７）Akaike H: Likelihood and the Bayes procedure,
Trabajos de Estadistica, Vol.31, pp.143-166（1980）.

唆している。

８）Matsushita K., Kashiwagi N. et al.: Statisticfal
４

analysis of air pollution data with graphical

おわりに本研究から，以下のことが明らかになった。
季節調整法と平面補間法を組み合わせて適用する



ことにより，調査日が異なるデータからでも平面濃methods; location characteristics of the monitoringstations, In Statistical Theory and Data Analysis
Elsevier Science Pubulishers B.V.（1988）。

東京都環境科学研究所年報2002

−104−９）小倉紀雄編：東京湾−100年の環境変遷−，恒星直濃度分布の特徴,全国環境研会誌，26，pp. 14−
19, 2001.

社厚生閣，pp.43,（1993）。
10）安藤晴夫,山崎正夫：東京湾における栄養塩類の鉛

Temporal Changes and Characteristics of the Spatial Water
Quality Distribution in Tokyo Bay
Haruo Ando, Nobuhisa Kashiwagi＊, Katsuyuki Ninomiya＊＊
Hisako Ogura＊＊＊ and Masao Yamazaki＊

The Institute of Statistical Mathematics＊＊

Yokohama Environmental Research Institute＊＊＊Chiba Prefectural Environmental Research Centersummary
Applying statistical methods to the water quality monitoring data of public waters, spatial water qualitydistributions in Tokyo Bay can be visualized. The results clearly show the characteristics of long term trend,seasonal change and spatial distribution of water quality. Compliance area with the environmental quality
standards of N, P and COD can be also calculated.

Key words : Tokyo Bay, spatial distribution of water quality, nutrients, seasonal adjustment, spatial interpolation

東京都環境科学研究所年報

2002