〔論文〕：（M JO；日本の天候)

マッデン・ジュリアン振動と冬期の日本の天候
および循環場との関係
遠

藤

洋

和 ・原

田

やよい

要 旨
24年間の日別の地上気象観測データを用いて，冬期（11〜３月）におけるマッデン・ジュリアン振動（M JO）と日本の天候の関係について統計解析した．あわせて，再解析データを用いて循環場との関係も示し，その全体像を明らかにした．
日本における地上気温は，20〜70日の周期帯において，インド洋で対流活発な時期に高温傾向，インドネシア付
近で対流活発な時期に低温傾向を示した．このような傾向は特に西日本で見られた．降水量や日照時間は，多くは統計的に有意な水準には達していないものの，MJO の位相変化に伴い，太平洋側地域を中心に系統的な変化を示した．大雨の出現頻度においてもおおむね同様の変化が見られた．また，太平洋ストームトラック域の擾乱活動
は，M JO の位相変化に伴い有意に変化した．MJO は中高緯度の循環場の変動を介して冬期の日本の天候に影響を及ぼしている．

１．はじめに（Ferranti et al. 1990；M eehl et al. 1996；Hsu

季節内変動スケールの対流活動と循環場の関係につ1996)．MJO と中緯度域の天候要素との関連について

いての研究はこれまでに数多くなされている．冬期のは，主に北アメリカ大陸西岸における極端な降水量の

季節内変動の時間スケールにおいては，赤道域を東進

出現頻度について調べられており，統計的に有意な偏する MJO（Madden Julian Oscillation）が支配的で差が現れることが報告され て い る（Higgins et al.

あるため，これに伴う対流活動の変動と循環場の関連

2000；Jones 2000；Bond and Vecchi 2003)．

に焦点があてられることが多い（たとえば Knutson

冬期の MJO の極東域への影響については，シベリ

and Weickmann 1987)．これまでに，MJO の影響

ア高気圧からの寒気の吹き出しや PNA パターンとのはプロセスが複雑であるが中・高緯度循環場にも現れ関係に注目した研究はあるが（M eehl et al. 1996；

る こ と が 多 く の 研 究 か ら 示 さ れ て い る（た と え ば

Compo et al. 1999；Knutson and Weickmann

Lau and Phillips 1986；Knutson and Weickmann

1987；Higgins and M o 1997；Jeong et al. 2005；

1987；Higgins and M o 1997；Kim et al. 2006)．

森・渡部 2006)，日本の天候との関係や，それに影

また，MJO が中高緯度の循環場に一方的に影響を与響を及ぼす循環場変動という観点で行われた研究はこえるだけでなく，それらとの相互作用が MJO の東進

れまでにほとんど存在しない．唯一，気象庁内の資料に重要な役割を果たしていると主張する研究もある

で河原ほか（1989）や林・河原（1990）による先駆的な研究結果があるが，解析対象とした循環場データが仙台管区気象台技術部気候・調査課（現所属：気象研究所気候研究部)．
hendo＠mri‑jma.go.jp
気象庁地球環境・海洋部気候情報課．

Ⓒ 2008 日本気象学会
2008年 3月

500hPa 高度に限られていること，日本の天候との関係には触れていないことから，その全貌は十分に明らかにされていない．

―2006年11月15日受領―

現在，気象庁の発表する１か月予報は力学的数値予―2008年１月８日受理―

報モデルを用いて行われている．その予測精度向上に対して，M JO の予測精度向上が一つの鍵になると言
27

160

マッデン・ジュリアン振動と冬期の日本の天候および循環場との関係われているため（尾瀬2003)，MJO の予測可能性評

解 析 対 象 期 間 は1979/1980年〜2002/2003年 の 冬 期

価（久保田ほか 2005，2006）や，数値予報モデルの（11〜３月）とし，3630日分（151日×24年＋６日（閏改良（新保ほか 2003）が精力的に行われている．一年)）の日別データを元に統計解析した．日照時間に方でこれと並行して，M JO により日本の天候がどのついては，1980年代後半にジョルダン式日照計から回ような影響を受けているのか，さらにはその影響メカ

転 式 日 照 計 へ の 変 更 が あった こ と か ら（気 象 庁

ニズムに関して，理解を深めておく必要がある．これ2005)，1990年〜2003年の期間のデータを使用した．

は，予報官が実況資料や１か月予報の数値予報資料を解釈する際に必要とされる知識でもある．
以上のような背景から，本研究では，冬期の MJO解析に用いた地上気象観測地点の配置を第１図に示す．地域平均値を算出する際は図中に示されている地
域区分に従った．

と日本の天候の関係および，それと関係する大規模循

平年値を次のように作成した．循環場については，環場の特徴を統計解析から示すことを目的とする．

解析期間内で単純平均した日別値に対し121項の60日

本論文の構成は以下のとおりである．第２章ではローパス・フィルタを施した．時間フィルターとしてデータと解析方法について述べる．また，用いた統計

ランチョスフィルター（Duchon 1979）を用いた．

的検定方法について詳述する．第３章で解析結果を示

地 上 気 温，降 水 量，日 照 時 間 に つ い て は，気 象 庁

す．主に MJO の位相別の合成図から示す．第４章で（2005）が 作 成 し た 平 年 値 を 使 用 し た．こ れ は，は，第３章で示された，MJO の位相変化に伴う地上

1971〜2000年の30年の単純平均値に対し，９日移動平気温や降水量の変化に関する議論を行う．そして第５均を３回繰り返して作成されている．

章で全体のまとめを行う．

2.2 MJO の位相の特定
本研究では Knutson and Weickmann（1987）の用

２．データと解析方法

いた方法を参考に，M JO の位相を特定した．141項の2.1 データ

20‑70日のバンドパ ス・フィル ターを 施 し た200hPa

使用したデータは，循環場データは NCEP/NCAR

速度ポテンシャル平年偏差データを，南緯20度から北作成の再解析データ（CDAS/DOE：Kanamitsu et

緯20度で平均し，それを通年で主成分分析し，その第al. 2002)，対流活動の指標となる OLR（Outgoing

１，第２主成分のスコア（PC1，PC2）を用いて対流

Longwave Radiation）データは CDC/NOAA が作成

活 発 域 の 経 度 を 特 定 し た．な お，Knutson and

し た Interpolated OLR（Liebmann and Smith

Weickmann（1987）は，30〜60日 周 期 の250hPa 速

1996)，地上観測データは気象庁保有の地上気象観測

度ポテンシャルを用いて主成分分析を行っている（彼原簿である．

らが用いたオリジナルデータは半旬平均値)．M JO を捉えるための周期帯は，過去の研究では様々である．
おおむね，20〜30日周期以下の高周波変動成分，60〜
90日以上の低周波変動成分をカットしていれば問題な
いと考えられ，本研究では20〜70日周期帯を用いた．
第２図に第１，第２主成分の固有ベクトル分布を示す．第１主成分（EOF1）は イ ン ド ネ シ ア 付 近 で 極小，南アメリカ付近で極大，第２主成分（EOF2）は中部太平洋で極小，インド洋で極大を示している ．
EOF1と EOF2の固有ベクトル分布は，東西波数１で，およそ４分の１波長ずれていることから，波数１のM JO の位相は，EOF1スコア（PC1）と EOF2スコア（PC2）から特定することができる．寄与率を見ると，
EOF1が45％，EOF2が37％，両 者 で82％に な る こ と

第１図

28

解析に使用した地上気象観測点配置と地域区分．気象庁（2006）の Fig. E1を改変して転載．

から，この周期帯では波数１の MJO が卓越している
冬期のみで主成分分析を行った場合も，これとほぼ同様の固有ベクトル分布，寄与率であった．
〝天気" 55．3．

マッデン・ジュリアン振動と冬期の日本の天候および循環場との関係ことが分かる．

161

カテゴリーに区分した．合成解析を行う際は，比較的MJO の 振 幅 と 位 相 は，PC1と PC2を 用 い て（1）式，(2）式から見積もられる．

振幅の大きな MJO が存在する日のデータを対象とした．A(t)＜1.0の基準でデータを除外したところ，合成解析に用いられる資料数は総資料数の約半分となった．

A(t)＝ (PC1(t)) ＋(PC2(t))(1)

第3.1節，第3.2節 の 合 成 解 析 で は，循 環 場，
OLR，地上気温を対象とし，平年偏差に対し141項の

ψ(t)＝tanPC2(t)
PC1(t)(2)

20〜70日バンドパス・フィルターをかけたものを使用した．MJO とコヒーレントな周期帯の変動を見るためである．一方，第3.3節で合成解析を行う降水量平

ここで，A(t）は MJO の振幅，ψ(t）は MJO の位相

年比と日照時間平年比については，周期性が弱いと考に対応する．t は時間で日毎に与えられる．

えられることから，時間フィルターを施すことは不適

この定義に基づき MJO の位相を追跡した例を第３切であると考え，そのまま使用した．

図に示す．M JO が順調に東進している場合，この図2.4 有意性検定

では反時計回りにプロットされていく．2002年11月か

MJO の位相ごとの平均値について，以下のようなら2003年１月上旬は MJO の振幅が大きく，順調に東

統計的有意性の検定を行った．帰無仮説を「延べ3630

進している．その後は振幅が小さくなり追跡が困難と個のデータは MJO の位相に無関係であり，同一の均なるが，2003年３月になると再び振幅が大きくなり，

質母集団からのデータである」と設定した．

順調に東進している．このように，ある程度振幅の大循環場および地上気温の日平均偏差の母集団分布は

きな MJO の位相は本研究で用いた簡便な手法で追跡

正規分布で近似でき，標本の大きさは十分に大きく大できると考えられる．

標本法の適用が可能である．このとき，各位相の標本2.3 解析方法

分散を3630個のデータ（対象とする24年分の全デー

主に MJO の位相毎の合成解析から M JO と日本のタ）から計算される標本分散で代用した検定統計量

天候，循環場の関係を示す．MJO の位相ごとにデーZ は次のように表される．

タを層別化する必要があることから，(2）式で定義される偏角（ψ(t)）を，π/６毎に phase 1〜phase 12の第２図

南緯20度〜北緯20度で平均した200hPa
速度ポテンシャル平年偏差（m s ）の固有ベクトル分布．実線が EOF1，破線
が EOF2．20〜70日周期帯．寄与率はそれ ぞ れ 45％ ， 37％ ． 対 象 期 間 は
1979〜2003年の通年．

2008年 3月

Z＝

X −μ
σ
n

第３図

(3)

PC1と PC2の推移（2002年11月〜2003年
３月)．横軸が PC1，縦軸が PC2．原点を中心とする半径１の円を細い実線で描
画．
29

162

マッデン・ジュリアン振動と冬期の日本の天候および循環場との関係

ここで，X が各位相の標本平均，μが全データの平平均の分布を求める．そして，M JO の各位相の平均

均，σが全データの分散，n は各位相の標本の大きさ

値が標本平均分布の上位250番目（500番目）以内，下に相当する自由度である．データ相互の自己相関の影

位250番 目（500番 目）以 下 で あ れ ば 危 険 率 ５％

響を排除するため，M JO の東進により一つの位相に（10％）で統計的に有意な偏差であるとした．降水量，

時間的に連続してデータが入る場合は一つしか自由度

日照時間，KE eddyの日別値は，時間フィルターをを増やさないように自由度を見積もった．これによ施した気温に比べて自己相関が小さいと考えられる

り，データが持つ自己相関による Z のみかけの増加

が，自由度を見積もる際は気温と同様の方法を用いを考慮することができる．各位相の標本の大きさおよた．

び自由度を第１表に示す．自由度は標本の大きさの３分の１程度となり，これはひと冬（11〜３月）あたり

３．結果

２〜３回の頻度に相当する．位相ごとに計算した Z

3.1節で M JO の位相別の層別化の様子を確認したの絶対値が1.96以上の場合，当該位相の標本平均 X

後，3.2節で主に M JO の位相毎の合成解析から MJOと全データの平均μが統計的有意（危険率５％）に異と日本の天候，循環場の関係を示す．

なることが大標本検定から導かれ，当該位相の循環場
や気温の平均が偶然ではなく有意に全平均と異なっていることが言える．

3.1 全 球 の200hPa 速 度 ポ テ ン シャル と OLR（20〜70日周期)
第４図 は，200hPa 速 度 ポ テ ン シャル 偏 差，OLR

第3.3節で用いる日降水量平年比および日合計日照

偏 差 の M JO の 位 相 別 合 成 図 で あ る．い ず れ も 20‑

時間平年比は，母集団分布として正規分布を仮定する

70日のバンドパス・フィルターを施したデータを合成のが難しく，上述の検定方法は適用できないため，母したものである．200hPa 速度ポテンシャル偏差を見集団の分布を仮定しないノンパラメトリックな検定をると，波数１の波が赤道付近を中心に全球的に分布行った．また第4.2節で示す総観規模擾乱の運動エネ

し，位相番号が大きくなるに従い東に移動している．

ルギー（KE eddy）の検定についても同様の方法を

OLR の負偏差/正偏差域はおおむね200hPa の大規模用いた．検定はいわゆるモンテカルロ法で行った．延

発散/収束域に対応している．OLR の変動は東半球側

べ3630個のデータから，M JO の各位相の自由度と同で明瞭である．OLR 偏差から推定される対流活発域

じ大きさの標本を無作為に10000回抽出し，その標本は，phase 1〜3はインド洋付近，phase 5ではインド
ネシア付近，phase 7〜9は太平洋赤道域，phase 11は

第１表

MJO の位相別の資料数 と 自 由 度．左 列 が
MJO の位相番号，中列が合成解析の対象となる資料数（2183個)，右列が見積もられた
自由度．中列は（1）式の A(t)≧1.0を条件として抽出された資料数．自由度の見積もり
方法は本文を参照．A(t)＜1.0を含めた総資料数は3630個．

亜熱帯域における OLR 偏差では水蒸気量や地面温度の変化の影響が大きいと考えられる．第４図は Knutson and Weickmann（1987）の示した位相別合成図（彼らの Fig.8）とほぼ同様である．また，循環場の他の要素における合成図の特徴についても，彼らの示したものとほぼ同様である（全球の循環場の合成図はMJO phase
１
２
３
４
５
６
７
８
９
10
11
12

sample size
172
165
180
188
162
191
189
163
174
210
195
194

sum

2183

本を中心に低温偏差となる．北日本以外では危険率

total

3630

５％で有意な低温偏差である．地域間で比べると，西30

degree of freedom
57
54
59
60
56
60
61
61
59
62
64
64

大西洋付近に位置している．なお，アフリカ〜中東の遠藤・原田（2006）で示されている)．
3.2 地上気温と極東域の循環場（20〜70日周期)
MJO の位相別に平均した地上気温偏差を第５図に示す．また，各位相の偏差の統計的有意性を第２表に示す．地域区分は第１図の通りである．20‑70日のバ
ンドパス・フィルターを施したデータを使用している．phase 1から phase 3にかけて全国的に有意な高温偏差が見られる．位相番号が大きくなるにつれて次第に気温は下降し，phase 6から phase 7にかけては西日〝天気" 55．3．

マッデン・ジュリアン振動と冬期の日本の天候および循環場との関係

第５図

第２表

163

M JO の位相別に合成した地上気温偏差（℃)．凡例の略称は，North は北日本，
East は 東 日 本，West は 西 日 本，Nansei は南西諸島で，いずれも地域平均値．
20〜70日周期帯．

第 ５ 図 の 統 計 的 有 意 性．大 文 字 が 危 険 率５％，小文字が危険率10％で有意な位相を表す．左列が M JO の位相番号．＋記号は正偏差，−記号は負偏差を表す．

Temperature（20‑70day)
phase
１
２
３
４
５
６
７
８
９
10
11
12

North

East

West

Nansei

＋
＋

＋

＋

＋
＋
＋

＋

＋

−
−

−
−

−

−

＋

日本の変動が最も大きく，phase 1と phase 6の差は0.89℃に達する．
第６図に西日本における低温期（phase 6〜7)，高温期（phase 1〜2)，平年の気温偏差の出現頻度分布を示す．低温期の分布は高温期に比べて全体的に低温側に変位しており，−0.4℃以下，＋１〜＋２℃前後の階級ではその出現確率に２倍程度の違いが見られる．低温期の平均は−0.37℃，高温期の平均は＋0.43℃，
第４図

MJO の位相別に合成した200hPa 速度
ポテンシャル偏差（太線）と OLR 偏差（細線)．上から順 に phase 1，phase 3，
phase 5， phase 7， phase 9， phase
11．実線（点線）が正（負）偏差．等値
線間隔は，200hPa 速度ポテンシャルは0.5×10 m s ，OLR 偏差は5W m ．
危険率５％で有意な OLR 偏差に陰影を施し，薄い（濃い）陰影が正偏差（負偏差）に対応．20〜70日周期帯．

2008年 3月

平年の標準偏差 σ＝1.15℃であることから，低温期（高温期）の平年からのずれは−0.32σ（＋0.37σ）である．
次に，このような地上気温変化がどのような大規模場の変化と関係しているか示す．第７図に500hPa 高度（Z500）偏 差，1000hPa 高 度（Z1000）偏 差，850hPa 気温（T850）偏差の位相別合成図を示す．ここ
31

字
取
あ
り

164

マッデン・ジュリアン振動と冬期の日本の天候および循環場との関係

第６図

第７図

32

西日本気温偏差の階級別出現率（％)．
白 抜 き は phase 1と phase 2の 平 均，灰色 は phase 6と phase 7の 平 均，黒 色 は
全資料．20〜70日周期帯．

第４図と同じ，ただし MJO の位相別に合成した（a）500hPa 高度偏差，(b）1000hPa 高度偏差，(c）850hPa 気 温 偏 差．上 か ら 順 に phase 2，phase 6，phase 8，phase 12．等 値 線 間 隔 は そ れ ぞ れ（a）4m，(b）4m，(c）0.2℃．(b）と（c）は標高1500m 以上を描画していない．

〝天気" 55．3．

マッデン・ジュリアン振動と冬期の日本の天候および循環場との関係

165

では特徴的な位相として phase 2，phase 6，phase 8，の負偏差域は南西日本を中心に分布している．phase

phase 12を取り上げる．Z500偏差のピークは Z1000偏8の偏差分布は，phase 2の反対符号であり，北太平洋

差のピークよりもやや西側にずれる傾向があり，対流の高度場は負偏差である．また，中国大陸の高度場は

圏中〜下層の温度偏差は Z500偏差よりも西側にずれ正偏差である．このため，日本付近は北西流偏差場でている．すなわち，傾圧的な構造を示している．全国

季節風が強い．T850では，北東―南西の走向をもつ

的に高温傾向となる phase 2を見ると，Z500，Z1000

負偏差が日本の南海上に見られるが，phase 2に比べともに北太平洋スケールで正偏差となり，アリュー

南 寄 り で あ る．phase 12の 偏 差 分 布 は，お お む ね

シャン低気圧が弱いことに対応する．一方，ユーラシ

phase 6の反対符号であるが，偏差の大きさは phase 6

ア大陸の Z500および Z1000は負偏差でシベリア高気ほど大きくなく，日本付近の T850偏差は不明瞭であ圧が弱いことに対応する．このため，日本付近は南西

る．

流偏差場で季節風は弱い．T850を見ると，北東―南

以上のように，地上気温は M JO の位相の違いによ

西の走向をもつ正偏差が日本の南海上に見られ，日本

り統計的に有意な偏差を示した．循環場との対応を見付近を＋0.6℃以上の正偏差が覆う．次に，西日本中

ると，低温期の日本付近はトラフ場，高温期の日本付

心に低温傾向となる phase 6を見ると，日本付近はト近は南西流偏差場の傾向にあることが分かった．

ラフ場が強化され，Z500では東海上を中心とする数

3.3 降水量，日照時間（時間フィルターなし)

千 km スケールの円状の負偏差が明瞭である．T850

第８図に M JO の位相別の降水量平年比，日照時間
平年比を示す．また，各位相の偏差の統計的有意性を

第３表

第２表と同じ，ただし第８図の統計的有意性．(a）が降水量平年比，(b）が日照時間
平年比．

(a）Precipitation
phase
１
２
３
４
５
６
７
８
９
10
11
12

NJ

NP

EJ

EP

WJ

WP

Nansei＋−−(b）Sunshine Duration

第８図

MJO の位相別に合成した（a）降水量
平 年 比（％)，(b）日 照 時 間 平 年 比（％)．日本海側（太平洋側）を細線（太線）で示す．凡例の略称は，NJ（NP）
は 北 日 本 日 本 海 側（太 平 洋 側)，EJ（EP）は東日本日本海側（太平洋側)，
WJ（WP）は西日本日本海側（太平洋側)，Nansei は 南 西 諸 島 で，い ず れ も
地域平均値．時間フィルターをかけていない．

2008年 3月

phase
１
２
３
４
５
６
７
８
９
10
11
12

NJ

NP

EJ

EP

WJ

WP

−

−

−

Nansei

−

＋

＋

33

166

マッデン・ジュリアン振動と冬期の日本の天候および循環場との関係

第３表に示す．降水量や日照時間は，多くの位相で統を見ると，大雨の出現頻度が M JO の位相に依存して計的に有意な水準には達していないものの，太平洋側

変化しているように見える．全般的に phase 1〜6の地域を中心に系統的な変化が見られる．おおむね，頻度が多く，phase 8前後が最も少ない．これは位相phase 1〜phase 6で降水量が多く，phase 7〜phase 12

別平均値（第８図 a）で見られる変化とおおむね一致

で降水量が少ない．日照時間は，おおむね降水量とはしている．

反対の変化を示し，phase 1〜phase 6で日照時間が少なく，phase 7〜phase 12で日照時間が多い．

降 水 量 に つ い て は，統 計 的 に 有 意 な 偏 差 を 示 す
M JO の位相はわずかであったものの，太平洋側地域

降水量の合成値で見られた太平洋側地域を中心としを中心に系統的な変動が見られた．また，大雨の頻度

た系統的な変動は，統計的有意性が乏しいものの興味でもおおむね同様な変動を示しており興味深い．第深い特徴である．そこで，次に降水強度別の出現頻度4.2節で詳しく議論する．

を示す．東日本と西日本の太平洋側の出現頻度分布においては，日降水量平年比４％以下の資料が全体の半４．議論数程度を占め（冬期は晴天日が多いため)，それ以外

4.1 地上気温の階級の資料数が少なくサンプリング誤差が目立つた

地上気温は，20〜70日周期帯では特定の MJO の位

め，ここではその影響の小さい北日本太平洋側のヒス相で統計的に有意な正偏差/負偏差を示した．本研究

トグラムを示す（第９図)．多雨期（phase 1〜6）との結果の信頼性を確認するため，過去の研究結果と比少雨期（phase 7〜phase 12）の２カテゴリーで示し

較する．これまでの研究で日本の地上気温を扱ったもている．平年比100％以上（以下）の階級になると，のはないが，季節内変動スケールの対流活動と極東域

多雨期の出現頻度は相対的に多い（少ない)．これはの Z500の関係については河原ほか（1989）や Jeong

すべての階級で一貫して見られる傾向である．特に，et al.（2005）が示している．第４図を見ると，高温

平年比250％以上の階級では両者の違いが明瞭である．

傾向を示す phase 2前後はインド洋，低温傾向を示す

第10図は，大雨の出現頻度を MJO の位相別に示しphase 6前後はインドネシア付近に MJO に伴う対流たものである．南西諸島の傾向はこれと異なるためこ

活発域が存在する．これら phase に対応する Z500をこでは示していない．これまでの解析と同様に（1）見ると，phase 2は中国大陸で負偏差，日本から北太式の A(t)≧1.0を満たす日を対象として，日降水量

平洋で明瞭な正偏差，phase 6は日本付近で負偏差で平年比の上位100事例（これを大雨と定義する）を抽ある（第７図)．河原ほか（1989）は OLR と Z500の出し，(2）式のψ(t）を用いて MJO の位相を特定し相関解析から，日本付近の Z500はスマトラ〜ニューた．A(t)≧1.0を 満 た す 日 は 約2200日 な の で，上 位

ギニア付近の OLR と正相関であることを示してい100事例とは全資料の上位約５％に相当する．第10図

第10図
第９図

34

北日本太平洋側降水量平年比の階級別出
現 率（％)．白 抜 き が phase 1〜phase 6
平 均，灰 色 が phase 7〜phase 12平 均．
横軸を常用対数スケールで表示し，0.6
から3.0（階級を0.2ずつ区分）に対応．

日降水量平年比の上位100事例におけるM JO の位相別出現回数．日本海側（太平洋側）を細線（太線）で示す．事例の抽出基準は本文を参照．凡例の略称は第８図と同じ．南西諸島の傾向は異なるため示していない．
〝天気" 55．3．

マッデン・ジュリアン振動と冬期の日本の天候および循環場との関係

167る．また，Jeong et al.（2005）が Wheeler and Hen-

第５図や第11図をみると，西日本や南西諸島などで

don（2004）の手法で MJO の位相を特定して作成しは，気温の高極は phase 2前後であるが，気温の低極

た Z500合成図では，対流活発位相がインド洋にあるは M JO の逆位相時すなわち phase 8前後ではなく，時は中国大陸が負偏差で日本付近からその東海上で正phase 6前後に見られる．同様の特徴は大規模場から偏差，対流活発位相がインドネシア付近にある時は日も確認できる．第７図の T850を見ると，① 気温の高本付近で負偏差である（彼らの Fig.2と Fig.3)．こ極となる phase 2とそれと逆位相の phase 8では，どのような特徴は本研究の結果と良く一致している．

ちらも日本の南海上を中心とする偏差域が分布する

Chang and Lau（1980）や Compo et al.（1999）

が，phase 8の偏差域は phase 2に比べて若干南寄りでなど多くの研究は，シベリア高気圧から吹き出す短周ある．また，② phase 6では数千 km スケールの低温

期の寒気（コールドサージ）がインドネシアから西部

域が西日本を中心に見られる一方，逆位相の phase

太平洋熱帯域の対流活動のトリガーになることを示し

12では気温偏差が不明瞭である．原因として推測されているため，第５図で示した合成図には，phase 6前

ることを挙げておく．① については，MJO の位相変後をイベントの始まりとする MJO が含まれている可化に伴う基本場の違いにより傾圧性擾乱の活動度や移能性がある．そこで，比較的大きな振幅を持ちながら動経路が変わり（第4.2節で言及する)，擾乱による熱

インド洋から太平洋にかけて東進した M JO を抽出

輸送の偏差パターンに非対称性が生じることが考えらし，それを元に地上気温の位相別合成値を計算した．

れる．② については，phase 6の200hPa 南北風合成

各事例の抽出にあたっては，① phase 1から phase 10

図ではユーラシア大陸南部から太平洋にかけて波列パ

まで一つずつ位相番号が増えること，② 常に A(t)≧ターンが見られるが，phase 12では不明瞭であること

0.7を満たすことを条件とした．その結果，39事例がから（図略)，定常ロスビー波の活動度の違いが考え抽出された．1phase あたりの平均日数を求めると，られる．また phase 6では，対流活発域が東部インド

phase によ ら ず ほ ぼ 一 定 で 約 ３ 日（2.9〜3.4日）で洋から西部太平洋に移る際に誘発されやすい短周期のあった．位相別の地上気温の合成結果を第11図に示

コールドサージ（M eehl et al. 1996；Hsu et al.

す．phase 1〜phase 3が正偏差のピークで，位相番号1990；Weickmann and Khalsa 1990）の影響を受けが増えるに従い負偏差に向かっている．第５図と比べていることも考えられる．

ると，振幅は同程度であり全体的な変化傾向は似てい

4.2 降水活動ることから，第５図の変化傾向の多くは，インド洋方

降水量の M JO の位相別合成値では，有意な偏差を面から東進する M JO によって構成されていると考え示す位相はわずかであったものの，太平洋側地域を中られる．ただし細かく見ると，東日本や北日本では気心に系統的な変化が見られたこと（第８図 a)，大雨

温の極小となる位相が第５図とやや異なっている．

の頻度でもおおむね同様な変化が見られたこと（第10図)，および以下に挙げるいくつかの理由により，
M JO が太平洋側地域を中心に降水活動に影響を及ぼしている可能性は高いと考えられる．
まず，本研究における有意性検定では，一つの位相内に連続してデータが入る場合は一つしか自由度を増やさないようにして自由度を算出しているために，実際よりも少なく自由度を見積もっている可能性があり，検定の基準が厳しい恐れがある．
また，本研究および過去の研究で示された M JO の第11図第５図と同じ，ただし時間的に連続したデータを使用した M JO の位相別平均の
地 上 気 温 偏 差（phase 1〜phase 10)．
phase 1から phase 10まで１つずつ位相
番 号 が 増 え る こ と，常 に A(t)≧0.7を満たすことを条件として抽出した．39事
例の平均値．

2008年 3月

位相別の OLR 合成図を見ると，その抽出手法や解析
期間は多様であるものの，多くの場合，日本の南岸に
東北東―西南西の走向を持つ偏差分布が現れている（本 稿 の 第 ４ 図；Jones（2000）の Fig.3；Knutson
and Weickmann（1987）の Fig.9；Lau and Chan
（1986）の Fig.4；Kim et al.（2006）の Fig.2；Fer35

168

マッデン・ジュリアン振動と冬期の日本の天候および循環場との関係

ranti et al.（1990）の Fig.3)．

日のバンドパス・フィルターを施したものであるが，さらに，以下のように定義される総観規模擾乱の運(4）式で計算された KE eddyに対しては時間フィル

動エネルギー（KE eddy）からその活動度を見積もターを施していない．日本付近から北太平洋に伸びる

ると，MJO の位相 変 化 と と も に 太 平 洋 ス トーム ト

ストームトラック域の擾乱活動は，phase 2では活発，

ラックの擾乱活動が有意に変化していた．

phase 8では不活発であり，日本域の降水量偏差や本州南岸の OLR 偏差の傾向に一致している．また，太

u′＋v′
2

KE eddy＝(4)

平洋ストームトラックの KE eddyを各位相で計算す
ると，統計的に有意な変化が見られ，それは日本域の降水量変化とほぼ同期している（第８図 a，第13図)．

ここで，u′，v′
はそれ ぞ れ300hPa 東 西 風，300hPa

第12図を見ると，M JO の位相変化に伴いフィリピ

南北風成分に２〜８日周期のバンドパス・フィルターン付近の下層循環が変化し，日本の南海上に流入するを施したものである．第12図は，多雨期である phase

水蒸気フラックスが変化していることから，これが擾2と少雨期である phase 8の KE eddyの合成値，およ乱活動の変化に関与している可能性がある．また，び，OLR，850hPa 水蒸気フラックスの合 成 値 で あ

M JO の位相変化により太平洋ジェットの強さや存在る．OLR および850hPa 水蒸気 フ ラック ス は20〜70

緯度，擾乱生成域にあたる日本付近の傾圧性や鉛直流などの平均分布が変化していることも影響しているのではないかと考える（第７図)．これに関する検討は今後の課題である．
５．まとめ
本研究では，24年間の日別の地上観測データを用いて，冬期における MJO と日本の天候の関係について統計解析した．あわせて，再解析データを用いて循環場との関係も示し，その全体像を明らかにした．解析は主に M JO の位相別の合成解析により行われた．本研究で示されたことを以下にまとめる．

第12図

36

MJO の位相別に合成した総観規模擾乱
の300hPa 運 動 エ ネ ル ギー偏 差，OLR
偏差，850hPa 水蒸気フラックス偏差．
(a）は phase 2，(b）は phase 8．線 は運動エネルギー偏差（m s )，ベクト
ルは水蒸気フラックス偏差（kg kg ms ）を表し，ベクトルのスケールは右下，0.003（kg kg m s ）以 上 を 図
示，陰 影 は OLR 偏 差（W m )．等 値
線 間 隔 は10m s ．実 線（破 線）は 正（負）偏差．OLR 偏差と850hPa 水蒸気
フラックスは20〜70日周期帯．

第13図

M JO の位相別に合成した太平洋ストー
ムトラック域の総観規模擾乱の300hPa
運動エネルギー（m s )．平均領域は
北緯35〜55度，東経140〜210度．危険率
５％で有意に異なる値を塗りつぶしてプロットした．
〝天気" 55．3．

マッデン・ジュリアン振動と冬期の日本の天候および循環場との関係

169

地上気温は，20〜70日の周期帯において，インド洋

授，地球環境フロンティア研究センターの高谷康太郎

で対流活発な時期に高温傾向，インドネシア付近で対博士から有益なコメントを頂きました．この場を借り流活発な時期に低温傾向を示した．このような傾向はてお礼申し上げます．また，論文の改稿にあたり，貴特に西日本で見られ，低温期（高温期）の平年からの重なご助言を下さった２名の査読者の方々，担当編集

ずれは−0.32σ（＋0.37σ）だった（σは標準 偏 差)．

委員の榎本剛博士に深く感謝いたします．

大規模循環場は，低温期の日本付近はトラフ場が強化され，T850では南西日本を中心に数千 km の円状の負偏差が分布した．高温期の日本付近は南西流偏差場
で，Z500，Z1000ともに北太平洋全域で明瞭な正偏差が分布し，T850では北東―南西の走向をもつ正偏差が日本の南海上から日本にかけて広がっていた．
降水量や日照時間は，多くは統計的に有意な水準には達していなかったものの，太平洋側地域を中心に系
統的な変化を示した．対流活発域がインド洋からイン
ドネシア付近に位置している時期に降水量が多く，そ

参 考

文

献

Bond, N.A. and G.A. Vecchi, 2003：The influence ofthe M adden‑Julian oscillation on precipitation in
Oregon and Washington. Wea. Forecasting, 18, 600‑
613.
Chang, C.‑P. and K.M.W. Lau, 1980：Northeasterly
cold surges and near‑equatorial disturbances over theWinter M ONEX area during December 1974. Part
Ⅱ：planetary‑scale aspects. M on. Wea. Rev., 108,
298‑312.

れ以外の時期に降水量が少なかった．日照時間は，おCompo, G.P., G.N. Kiladis and P.J. Webster, 1999：

おむね降水量とは反対の変化を示した．大雨の頻度に

The horizontal and vertical structure of east Asian

おいてもおおむね同様の変化が見られた．さらに，太winter monsoon pressure surges. Quart. J. Roy.
Meteor. Soc., 125, 29‑54.

平洋ストームトラック域の擾乱活動は，MJO の位相変化に伴い有意に変化し，おおむね日本域の降水量と同期していることが示された．

Duchon, C.E., 1979：Lanczos filtering in one and two
dimensions, J. Appl. M eteor., 18, 1016‑1022.
遠藤洋和，原田やよい，2006：季節内変動スケールの対流

冬期の MJO と日本の天候の関係を理解する上で鍵に な る と 考 え ら れ る の が，北 太 平 洋 の 循 環 場（アリューシャン低気 圧；太 平 洋 ジェット）の 変 動 で あ

活動と循環場の関係（冬期)．平成17年度「異常気象と長期変動」研究集会報告書，18‑28．

る．この変動は日本付近での総観規模擾乱の活動度やFerranti, L., T.N. Palmer, F. M olteni and E. Klinker,
1990：Tropical‑extropical interaction associated

経路，大陸からの寒気の吹き出しに影響を及ぼすと考with the 30‑60 day oscillation and its impact on

えられる（Nakamura et al. 2002)．また最近の研medium and extended range prediction. J. Atmos.
Sci., 47, 2177‑2199.

究では，Takaya and Nakamura（2005）がシベリア
高気圧の強化とその後の寒気の吹き出しをもたらす一つのパターンとして，北太平洋起源のブロッキング高

林 久美，河原幹雄，1990：冬季の季節内変動と日本付近の循環場（第２報：ラグ関係)．全国長期予報技術検討
資料，気象庁予報部，2‑21．

気圧が北東シベリア方面へ西進する事例を示してい

Higgins, R.W. and K.C. M o, 1997：Persistent North

る．このブロッキングの励起に対して MJO が関与しPacific circulation anomalies and the tropicalintraseasonal oscillation. J. Climate, 10, 223‑244.

ている可能性は十分に考えられる．しかしながら，
MJO の北太平洋循環場への影響メカニズムは多く議論があるものの（たとえば Hsu 1996；Higgins andMo 1997；Kim et al. 2006；森・渡部

2006)，良く分かっていない点が多い．これを明らかにすることが今後の課題である．

Higgins, R.W., J.‑K.E. Schemm, W. Shi and A. Leetmaa, 2000：Extreme precipitation events in the western United States related to tropical forcing. J. Climate, 13, 793‑820.
Hsu,H.‑H.,B.J.Hoskins and F.F.Jin,1990：The 1985/
86 intraseasonal oscillation and the role of theextratropics. J. Atmos. Sci., 47, 823‑839.

謝 辞

Hsu, H.‑H., 1996：Global view of the intraseasonal

本研究を進めるにあたり，気象庁気候情報課の前田修平予報官からは多くのアドバイスと激励を頂きました．統計解析に関して同課の高橋俊二予報官からアドバイスを頂きました．また，東京大学の中村2008年 3月

尚准教

oscillation during northern winter. J. Climate, 9,2386‑2406.
Jeong, J.‑H., C.‑H. Ho, B.‑M . Kim and W.‑T. Kwon,
2005：Influence of the M adden‑Julian oscillation on
37

170

マッデン・ジュリアン振動と冬期の日本の天候および循環場との関係

wintertime surface air temperature and cold surges ineast Asia. J. Geophys. Res., 110, D11104, doi：tion dataset. Bull. Amer. M eteor.Soc., 77, 1275‑1277.

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The Relationships between the Madden‑Julian Oscillation（MJO）andClimate in Japan and Atmospheric Circulation in Boreal WinterHirokazu ENDO and Yayoi HARADA
Climate and Weather Research Division, Sendai District Meteorological Observatory,
Japan Meteorological Agency, Sendai 983‑0822, Japan.
Present affiliation：Meteorological Research Institute, Tsukuba 305‑0052, Japan.
Climate Prediction Division, Japan Meteorological Agency.
38〝天気" 55．3．

マッデン・ジュリアン振動と冬期の日本の天候および循環場との関係

171(Received 15 November 2006；Accepted 8 January 2008)

Abstract
The relationship between the Madden‑Julian Oscillation（MJO）and winter（November‑March）
climate of Japan is statistically investigated using daily surface observation data（surface temperature,
precipitation,sunshineduration）in Japan for24 years.In orderto revealtherelationship with thefeaturesof the large scale circulation, reanalysis data is also used.
It is found that thesurfaceair temperatureanomalyin Japan in the20‑70 dayband tends to bepositive（negative）with statistical significance when the convection associated with the MJO is active over the
Indian Ocean（over Indonesia). This is especially evident in Western Japan. Although less statisticallysignificant,precipitation,frequencyofextremerainfalland sunshineduration arefound to besystematicallychanged with the MJO phase,mainlyalong thePacificcoast.Interestingly,activities ofthesynopticscaledisturbance over the North Pacific also fluctuate with statistical significance, synchronous with thevariability of rainfall in Japan. Therefore, it is suggested that the winter climate of Japan is affected by
the MJO not only directly but also indirectly through the variability of the extratropical atmosphericcirculation.

2008年 3月

39