マンホールふた調査データの活用
オリジナル設計株式会社○青柳 武浩株式会社三水コンサルタント

村山仁

中日本建設コンサルタント株式会社

中根進

株式会社日水コン

山本

整

1. はじめに「下水道用マンホールふたの計画的な維持管理と改築に関する技術マニュアル」（以下，技術マニュアル）の共同研究において貴重なデータを収集することができた。これらのデータを活用してマンホールふたの状態を明らかにし，今後生じるマンホールふたの不具合を推定できるよう数値化に努めた。これら調査データの解析結果を技術マニュアルに反映し，点検･調査や中長期改築計画などで活用できるようにした。
2. マンホールふたの調査データ
本共同研究での収集・調査によって，下記に示す２つのデータを得た。
① 本研究以前に日本グラウンドマンホール工業会が調査していた全国 54 地方公共団体の約 12,000 基の調査データ（以下，全国調査データという）② ３都市の協力を受けて新たに調査した約 1,700 基のデータ（以下，フィールド調査データという）3. 全国調査データ
3.1 設置環境別の健全率
全国調査データのマンホールふたについて，技術マニュアルで設定した評価基準に従い健全度を評価した。
健全度の評価基準は表-1 のとおりである。健全度ごとに経過年数とマンホールふたの数を整理し，残存率から経過年数に対す

表-1 健全度の評価基準

る累積残存率を求め，累積残存率を健全度健全率とした。
健全度１と評価されたマンホール状

健全度1(Aランク相当)

健全度2(B・Cランク相当)

健全度3(Dランク相当)

健全度4(Eランク相当)性能が発揮できてい性能劣化が進行して 性能上問題ないが，設置当初の状態で，ない，あるいは性能いるが，性能は保持 劣化の兆候が現れ始態
性能上問題なし。
が停止している状めた状態。
できている状態。
態。

ふたを例にとると，累積残存率は次のように求められる。

早急な対応が必要。 必ずしも直ぐではな経過観察。
緊急度 (場合によっては緊 いが，計画的に対応 (維持管理継続)が必要。
急な対応が必要）措置は不要。

1) 経過年数 t 年のマンホールふたの数 Nt と，経過年数 t 年のマンホールふたにおける健全度１の数 dt から，区間残存確率 Rt を求める。ここで，区間⊿t は 1 年とする。
区間残存確率 Rt =1-健全度１の数 dt÷ふたの数 Nt2) 区間残存確率 Rt から累積残存確率 RWt を求める。
累積残存確率 RWt =R0×R1×R2×･･･×Rt-1×Rt
各経過年数における累積残存確率 RW は信頼度と言われ，信頼度をワイブル分布で回帰して健全率曲線を求めた。車道，歩道，県道，市道などの設置環境を区分しない全てのマンホールふたの健全率曲線を図-1 に示す。この健全率曲線は，ワイブル分布式のパラメータを明らかにしておけば容易に描ける。車道と歩道に分類したマンホールふたのパラメータを表-2 に示す。ここで，経過年数は調査年度とマンホールふた製造年度の差としている。

から設定する例を示す。図-1 の健全率曲線（マンホールふた全体）から健全度ごとに健全率0.1，0.5，0.9 となる経過年数を読み取り，経過年数と健全度の健全度別の健全率調査の頻度の目安を健全率曲線関係を図化し，これを健全度曲線とする（図-2）。この健全度曲

10.90.80.70.6
0.50.40.30.20.10

健全度 1

健全度 2 以下
全国調査
全体

健全度 3 以下
0線は，マンホールふたがたどる

102030
経過年数と推定される健全度の変化を表

平均μ＝34.6

表-2 の活用例として，点検・4050

図-1 ワイブル分布による健全率曲線(設置環境の区分なし)している。例えば，25 年程度経過したマンホールふたを点検・調査すると，健全度３のマンホールふたが全数の 50％，健全度１のマンホールふたが4全数の 10％見つけられると予測できる。地方公共団体は，このような健全度曲線を点検・調査結果から作成すること

3健全度で，点検・調査頻度を設定可能となる。
表-2 設置環境別の健全率曲線のパラメータと平均経過年数μ
全体

設置環境
健全度

11+2 1+2+3車道
1

1+2 1+2+3

歩道
1

4.40 5.47 3.50 4.48 5.83 3.47 4.81 4.76 3.15

η

38.0 31.0 26.0 37.0 30.3 25.6 45.7 40.6 32.6

90%

10%
11+2 1+2+3ｍ

200 10.0
10 20.0
20 30.030 40.040 50.0
50 60.060 70.0
700.0
経過年数

経過年数
図-2 健全度曲線(全体)の例

平均μ 34.6 28.6 23.4 33.8 28.1 23.0 41.8 37.2 29.2

3.2 劣化要因の発現「破損」，「摩耗（模様深さ）」，「がたつき」のそれぞれ破損

摩耗

がたつきの健全度が１となる発現時期を分析する。解析手法とし
図-3 ふたの健全度の要因モデル(直列)ては，破損，摩耗（模様深さ），がたつきの複数個の劣化モードを持つ直列モデルとして扱う（図全率曲線を図-4 に示す。劣化の発現時期が最も早い要因はがたつきであり，次にふた表面の摩耗，破損の順となる。がたつきの発現時期が最も早いのは，巡視時または点検時に劣化の兆候として認識されやすいためと思われる。
4. フィールド調査データ
マンホールふたの裏面には製造年度が鋳出しされている。この鋳出し年度から劣化要因別の健全率-3）。劣化要因別のワイブル分布による健1
0.90.80.70.6
0.5
0.40.30.20.10

破損１

全国調査
全体

模様１
摩耗
がたつき

01020304050

経過年数

図-4 劣化要因別のワイブル分布による健全率曲線(全体)

調査年度までの差を経過年数として整理し，健全度を評価した。健全度を評価する際，健全度１のマンホールふたは，取替えられるものとして取り扱う。また供用開始年度と鋳出し年度に差があるふたについては，この間（更新年数）に複数回更新している可能性

更新年数

マンホール名称があるが，１回だけ取替えられたものとして取り扱う（図-5）。この両者のデータを活用して，寿命供用開始年度

解析上，図-5 の更新年数分を故障データ（×印）

Ｍ２と言い，経過年数分を定時打切データ（○印）とＭ３言う。図-5 に示す更新年数分のマンホールふたは，鋳出年度
更新ｔ3Ｍ１と余寿命を推定する。

経過年数ｔ1ｔ6ｔ7ｔn

Ｍ４

実際に取替えされており現存しないが，過去に存……

在していたものとして取り扱う。両者を考慮した

調査年度

ｔ4

区間残存率を図－6 に示す方法で算定する。区間残存率から累積残存率を求め，この累積残存率をｔ5ｔ2

Ｍn

ワイブル分布式で回帰した結果を図－7 に示す。
図-5 寿命推定のための調査データ

この図には平均余寿命を計算した結果も示してある。図-7 の余寿命曲線より，一例として 30 年経過したマンホールふたの余寿命は，16.2 年程度となる。
経過年数９年の残存数Ｎ9経過年数８年の残存数Ｎ8
健全度１のふた数ｄ9

健全度１のふた数ｄ8
経過年数

更新年数
取替え
ふた数ｄr8
調査時
8経過年数

91011調査時
経過年数

12取替え
ふた数ｄr989

更新年数８年の取替え残存数Ｎr8

区間 Ｒ8＝
残存率

経過年数８年の健全度１ふた数8101112

更新年数９年の取替え残存数Ｎr9

経過年数９年の健全度１ふた数ｄ9 ＋更新年数８年の＋ 取替えふた数ｄr8

経過年数８年の残存数Ｎ8＋更新年数８年の取替え残存数Ｎr8

区間
残存率 Ｒ9＝

更新年数９年の取替えふた数ｄr9

経過年数９年の残存数Ｎ9＋更新年数９年の取替え残存数Ｎr9数

図-6 取替えマンホールふたと健全度 1 ふたを考慮した区間残存率の算定
1取りまとめられた。
最後になりましたが，現地フィールド調査にご協力いただいた３地方公共団体に感謝申し上げます。なお，下水道マンホールふたの調査・診断・更新に関する共同研究は，(財)0.7700.6600.58050MTTF＝32.4
平均余寿命推定結果=32.4
年

0.4

400.33016.2

0.20.1

100

下水道新技術推進機構，日本グラウンドマンホール工業会，次世代型グラウンドマンホール推進協会，オリジナル設計(株)，(株)三水コ

00102030405060

経過年数

図-7 マンホールふたの調査値とワイブル
分布回帰による平均余寿命

ンサルタント，中日本建設コンサルタント(株)，(株)日水コンで実施したものです。
【問合わせ先】オリジナル設計株式会社 新潟事務所 青柳 武浩〒950-0901 新潟市中央区弁天 1-1-22

20

TEL：025-244-0455

FAX：025-244-0486

年－

げたマンホールふたの物性試験結果を加えて90

η＝36.6

0.8

取替え＋健全度１の健全率

共同研究による技術マニュアルは，上記のデータを活用し，フィールド調査時に引き上

100ｍ＝1.940.9

平均余寿命

5. まとめ