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加圧水型原子炉に対するレベル１PSAの不確実さの収束性と不確実さに寄与する重要要因の解析
Analysis of Convergence of Uncertainty and Important Factors Affecting Uncertainty
in Level 1 PSA for Pressurized Water Reactors＊
嶋田 善夫（Yoshio Shimada）

要約 Surry１号機と国内４ループPWRプラントに対し，レベル１PSAモデルを使用し，不確実さ解析を実施する条件，すなわちミニマルカットセット数，サンプリング手法，サンプリング数，
ランダムシードを変えた場合に炉心損傷頻度（CDF）の平均値がどのような収束を示すのかを解析した．その結果，ラテンハイパーキューブサンプリング（LHS）の収束効率のよさ，ミニマル
カットセット数と平均炉心損傷頻度および標準偏差との関係，収束の判定を容易にする方法を明らかにした．さらに，確率変数（基事象）の数と炉心損傷頻度の平均値が収束するために必要なサンプリング数との関係を求めた．
次に，不確実さに寄与する重要因子の解析を行った．これは不確実さ解析を実施して得られる
炉心損傷頻度の信頼区間の幅を大きくする要因の順位付けを行うものである．その結果，起因事
象，特に冷却材喪失事故が不確実さの重要な寄与要因であることが分かった．
最後に，世界の原子力発電所の運転経験データから推定される炉心損傷頻度の95％信頼区間を，
a米国108基と国内51基の個別原子力発電所の炉心損傷頻度平均値，およびs本研究で使用した
米国および国内PWRプラントの炉心損傷頻度の95％信頼区間と比較した．その結果，米国のPWRとBWRプラントの炉心損傷頻度評価結果は，世界の原子力発電所（PWRとBWR）の運転経験データから推定される炉心損傷頻度の信頼区間の間にほぼ含まれるが，国内のプラントに対する評
価結果はそれらよりも小さい値であることが明らかとなった．
キーワード

加圧水型原子炉，確率論的安全評価，炉心損傷頻度，不確実さ解析，不確実さ重要度，
バーンバウム重要度

Abstract
We analyzed how the convergence of mean core damage frequency (CDF) depends on thenumber of minimal cut sets, the sampling method and the random seed, using level 1 PSA models for Surry
1 and a Japanese 4 loop PWR plant. As a result, the followings were clarified: the good convergence
efficiency of the latin hypercube sampling (LHS), the relationship between number of minimal cut sets andmean CDF, as well as the standard deviation and the easy method of judgment for mean CDF convergence.
In addition, it was seen that the relationship between the number of probability variables (i.e. the number ofbasic events) and the number of samplings needed to converge for mean CDF.
Analysis of important factors affecting uncertainty was also performed. As a result, it was found that theinitiating events (especially loss of coolant accidents) were the dominant important factors.
Finally, comparisons were made for the 95% confidence interval of the calculated results from theoperating experience of the worldwide nuclear power plants with a the mean core damage frequency by
PSA for 108 US plants and 51 Japanese plants and s the 95% confidence interval of the US and theJapanese Plant PSA model used in this research. As a result, it was clarified that the the mean core damage
frequency of almost all US pressurized and boiling light water reactors in the US was in the 90%
confidence interval calculated from the operating experience of the nuclear power plants (PWRs & BWRs)
in the world, but that of those reactors in Japan was smaller then that level.
Keywords

pressurized water reactor, probabilistic safety assessment, core damage frequency,
uncertainty analysis, uncertainty importance measure, Birnbaum importance＊ （株）原子力安全システム研究所

技術システム研究所

59

1． はじめに

米国Surry１号機のPSAは，起因事象として，①大破断冷却材喪失事故，②中破断冷却材喪失事故，③

確率論的安全評価（PSA）においては，不確実さ解

小破断冷却材喪失事故，④極小破断冷却材喪失事故，

析aを実施し炉心損傷頻度の信頼区間や平均値，中央⑤外部電源喪失事故，⑥全交流電源喪失事故，⑦直値を計算すること，および不確実さ重要度解析aを実流電源喪失，⑧主給水喪失事故，⑨タービントリッ

施し，不確実さに寄与する重要要因を把握しておく

プ（主給水使用可能），⑩蒸気発生器伝熱管破断事故，ことが重要である．

⑪余熱除去系隔離弁冷却材喪失事故，⑫スクラム不不確実さ解析により得られるこれらの値は，モデ

能過渡事象の12事象を含む．事故シーケンス数，フルおよびプラントの差異，ミニマルカットセット数，

ォールトツリー数，基事象数はそれぞれ589，104，

サンプリング数等の変化に対し敏感である．従って，997である．

これらの計算結果が十分に収束していることを確認

国内４ループPWRプラントのPSAは，起因事象とする必要があるが，米国および国内のPSA報告書を調して，①大破断冷却材喪失事故，②中破断冷却材喪査した範囲では，不確実さ解析の結果は示されてい失事故，③小破断冷却材喪失事故，④外部電源喪失

るが，１つの報告書sで簡単に述べられていることを事故，⑤主給水喪失事故，⑥２次冷却系の破断事故，

除いて，その感度解析の過程までは記載されていな⑦過渡事象，⑧蒸気発生器伝熱管破断事故，⑨補機

いd〜l．これに加えて，米国NRCでは，炉心損傷頻

冷却水の喪失，⑩手動停止，⑪余熱除去系冷却材喪度の点推定値ではなく平均値を意思決定の指標に使失事故，⑫スクラム不能過渡事象の12事象を含む．

おうとしている¡0〜¡5．これらの状況をふまえて，米事故シーケンス数，フォールトツリー数，基事象数

国とわが国の特定のプラントに対するPSAモデルを使は，それぞれ431，115，3,344である．

用し，不確実さ解析の計算結果に影響を及ぼすいく

なお両プラントの起因事象は，いくつか異なるが，つかの要因に対して感度解析を実施したので，その主要なリスク要因となる起因事象については，ほぼ

方法と結果を示す．これらの計算結果から，確率変同一である．

数（基事象）の数と炉心損傷頻度の平均値が収束す

PSA用ソフトウェアは米国原子力規制委員会がアイるために必要なサンプリング数との関係が得られた．

ダホ国立工学環境研究所（INEEL）に委託して開発

米国プラントのレベル１PSA報告書¡6には不確実さしたSAPHIRE¡9を使用した．

重要度解析の結果が示されているが，国内プラントについてはその結果が示された報告は認められなか

3． 不確実さ解析における収束った．そこで米国，国内プラントの不確実さ重要度
解析を実施し，それらに共通，あるいは特有の不確実さ重要要因が何かということを明らかにした．

この章では，米国とわが国の個別プラントPSAモデ
ルを使用し，不確実さ解析の結果に影響を及ぼすい最後に，世界の原子力発電所の運転経験データか

くつかの要因に対して感度解析を実施したので，そら推定される炉心損傷頻度と過去に実施された確率の方法と結果を示す．それぞれのPSAモデルに対して論的安全評価の比較を試みた．

ミニマルカットセット数はSurry１号機と国内４ループPWRプラントそれぞれ４種類と３種類（点推定値

2．本研究で使用した確率論的安全評価モ
デルとソフトウェア

はいずれも有効数字２桁で収束している），サンプリ
ング手法はモンテカルロサンプリング（MCS） ™0とラテンハイパーキューブサンプリング（LHS）™0の２

本研究では，米国Surry１号機 ¡6と国内４ループ

種類，サンプリング数は99,999回（SAPHIREの限界），

PWRプラントのPSAモデルを使用した．PSAの計算手

ランダムシードは３種類について変化させた場合に法としては，フォールトツリーリンキング法とバウ

炉心損傷頻度の平均値がどのように収束していくか

ンダリコンディション法の２種類があるが¡7，本研究を評価した．また，収束の判定はランダムシードのではフォールトツリーリンキング法を用いた．また，みの条件を３種類変えて，そのいずれの炉心損傷頻

同種機器かつ同一故障モードの基事象は，相関を考度平均値も有効数字２桁目がほぼ一致する点を収束

慮した¡8．

と判定した．（具体的には例えば，4.6E-５から4.7E５の間に収まるという意味．）

60

不確実さ解析のサンプリング回数と平均炉心損傷

基事象の数も変化する．従って，もともとPSAモデル

頻度の関係の例として示したものが，図１，図２，に含まれる基事象の数と区別する必要があるために図３である．図１は横軸にサンプリング回数，縦軸

確率変数（基事象）の数としている．

に平均炉心損傷頻度（/炉年）をとり，Surry１号機のPSAモデルを使用して，図１の下に記載した条件のもその結果，以下のようなことがわかった．

とに，ランダムシードを３種類変えてプロットした．

a 単調関数で表わされるモデルの場合はLHSの収束が

図２は国内４ループプラントのPSAモデルに対するもMCSより早いとされており™1，本研究においても，のである．図３はサンプリング方式をMCSとしたが，LHSの効率のよさが確認できた．しかし，LHSを使それ以外の条件は図１と全く同じである．図１と図用した場合でも国内４ループPWRプラントモデル

２はそれぞれサンプリング回数55,000回，80,000回ででは，SAPHIREのサンプリング限界内で今回設定収束したものと判定した．図３は99,999回（SAPHIRE

した収束条件を満たすことができなかった．

の限界）以内で，本研究において設定した収束条件

s Surry１のモデルでは，ミニマルカットセット数がを満たさなかった．表１はプラントと解析条件ごと多いほど収束が遅いという関係が見られた．国内の炉心損傷頻度平均値，標準偏差，収束に必要なサ

４ループPWRプラントモデルでは，ミニマルカッ

ンプル数の概数を示している．

トセット数が増加すると，炉心損傷頻度の平均値

また，このような計算で得られた確率変数（基事および標準偏差も増加するという関係が見られた．

象）の数と炉心損傷頻度の平均値が収束するためにd 収束した結果が得られているかどうかの判定は難必要なサンプリング数との関係を図４に示した．な

しいが，本研究で実施したようにランダムシード

おサンプリング数が99,999回（SAPHIRE）の限界をの条件のみいくつか変更してサンプリング数と平越える場合は，グラフを直線で延長し，収束に必要

均炉心損傷頻度の関係をグラフにしてトレンドをなサンプリング数を求めた．この図の縦軸は収束に見ると判定が比較的容易となる．

必要なサンプリング回数，横軸は確率変数（基事象）f 確率変数（基事象数）と炉心損傷頻度の平均値がの数である．ここで，確率変数（基事象）の数につ収束するために必要なサンプリング数との関係をいて説明する．PSAモデルに含まれる基事象の個数はグラフに示すことにより明らかにしたので，収束一定数であるが，ある打切りレベルで炉心損傷頻度するのに必要なサンプリング数が未知のPSAモデを与えるミニマルカットセットを抽出した時にそのルについても，必要なサンプリング数が予想できミニマルカットセットの数は打切りレベルによってるため，正確な炉心損傷頻度の平均値，中央値，

変化し，そのミニマルカットセットの中に含まれる信頼区間を得ることができる．

平均ＣＤＦ
（／炉年）

4.9E-05

ランダムシード1637
ランダムシード17423
ランダムシード42861

4.8E-05

4.7E-05

4.6E-05

4.5E-05
0

10000

20000

30000

40000

50000

60000

70000

80000

90000

100000

サンプリング回数

図１

不確実さ解析のサンプリング回数と平均炉心損傷頻度の関係（プラントSurry１，サンプリング方式LHS；炉心損傷頻度の点推定値3.5E-５（/炉年），ミニマ
ルカットセット数 62,428個，基事象997個，確率変数551個，基事象の相関を考慮）

平均ＣＤＦ（／炉年）

61

6.7E-07
6.6E-07
6.5E-07
6.4E-07
6.3E-07
6.2E-07
6.1E-07
6.0E-07
5.9E-07
5.8E-07
5.7E-07
5.6E-07
5.5E-07
5.4E-07
5.3E-07
5.2E-07
5.1E-07
5.0E-07

ランダムシード1637
ランダムシード17423
ランダムシード42861

0

10000

20000

30000

40000

50000

60000

70000

80000

90000

100000

サンプリング回数

図２ 不確実さ解析のサンプリング回数と平均炉心損傷頻度の関係（国内４ループPWRプラント，サンプリング方式LHS；炉心損傷頻度の点推定値3.9E-７（/炉年），
ミニマルカットセット数 42,877個，基事象3,345個，確率変数1,101個，基事象の相関を考慮）

5.0E-05
ランダムシード1637
ランダムシード17423
ランダムシード42861

平均ＣＤＦ
（／炉年）

4.9E-05
4.8E-05
4.7E-05
4.6E-05
4.5E-05
4.4E-05
0

10000

20000

30000

40000

50000

60000

70000

80000

90000

100000

サンプリング回数

図３

不確実さ解析のサンプリング回数と平均炉心損傷頻度の関係（プラントSurry１，サンプリング方式MCS；炉心損傷頻度の点推定値3.5E-５（/炉年），ミニマ
ルカットセット数 62,428個，基事象997個，確率変数551個，基事象の相関を考慮）

収束に必要なサンプリング回数

140000120000100000
90000
60000
40000
20000
0
0

200

400

600

800

1000

1200

1400

1600

1800

2000

確率変数（基事象）の個数
図４ 確率変数の個数と炉心損傷頻度の平均値が収束するために必要なサンプリング回数の関係（サンプリング方式はLHS，３角の点はSurry１，４角の点は国内４ループPWR）

62

表１ プラントと解析条件ごとの炉心損傷頻度平均値，標準偏差，収束に必要なサンプル数の概数（サンプリング方法LHS，基事象間に相関を考慮したモデル，注意：国内４ループPWRプラント
モデルではSAPHIREのサンプリング数限界内において本研究で設定した収束条件を満たさなかったため参考情報としてサンプリング回数 99,999回のデータを記載した．）
Surry１レベル１PSAモデル

国内４ループレベル１PSAモデル

ミニマルカット
セット数

10,456

10,45662,42862,428

188,538

188,538

676,498

676,498

ランダムシート

17,42342,861

17,42342,861

17,42342,861

17,42342,861

CDF平均値（/炉年）

4.6E-05

4.6E-05

4.6E-05

4.7E-05

6.6E-07

6.3E-07

7.1E-07

7.5E-07

標準偏差1.5E-04

1.5E-04

1.6E-04

1.6E-04

1.5E-06

1.2E-06

2.0E-06

2.9E-06

収束に必要な
サンプルの数

約25,000 約25,000 約55,000 約55,000

99,99999,99999,99999,9993.9E-07

3.9E-07

3.9E-07

3.9E-07

CDF点推定値（/炉年） 3.4E-05

3.4E-05

3.5E-05

4． 不確実さに寄与する重要因子の解析

3.5E-05

傷頻度全体の60％を占めており，それに関係する
外部電源復旧失敗 ， 非常用ディーゼル発電機起各基事象の不確実さ重要度は，基事象Aのバーンバ
ウム重要度™1と基事象Aの標準偏差の積により計算し動/継続運転失敗などが不確実さの重要要因となった．国内４ループPWRプラントでは冷却材喪失

た．なお基事象Aのバーンバウム重要度とは，基事象事故が炉心損傷頻度頻度全体の76％を占めており，

Aの確率を１とおいた時の炉心損傷頻度から基事象A

それに関連するの確率を０とおいた時の炉心損傷頻度を引いた値で安全注入信号手動投入失敗

ある．

要要因となった．これは，外部電源喪失事故と冷

表２は，プラント毎に不確実さ重要度の高い順に，各基事象の内容，故障確率，炉心損傷寄与（割合），
バーンバウム重要度，標準偏差，不確実さ重要度を

再循環サンプ出口弁開失敗 ，などが不確実さの重却材喪失事故に関連する基事象のバーンバウム重要度が相対的に大きくなるためである．
d したがってPSAの評価精度を向上させるためには，示している．この表から次のことが分かる．

不確実さの重要要因として抽出された因子に関連

a プラントについて共通して，起因事象が不確実さした運転データの蓄積が効果的である．

の重要な要因となっており，特に冷却材喪失事故が各プラントに共通の重要要因である．また，基事象では加圧器逃がし弁の再閉止失敗

が各プラントに共通の重要要因となっている．さらに，蒸気発生器伝熱管破断事故に関連するヒューマン
エラーの基事象として補助給水系破損側蒸気発

生器手動隔離失敗

蒸気発生器伝熱管破断事と故からの復旧中に運転員が一次冷却材の減圧失敗
が共通の重要要因となっている．
s 固有のプラントについて，不確実さの重要要因は，それぞれのプラントの主要なリスク要因と一致す
る．Surry１号機では，外部電源喪失事故が炉心損

63

表２ 国内４ループPWRプラントとSurry１の不確実さ重要度解析の結果
順位

基事象の内容故障確率 炉心損傷寄与 バーンバウム 標準偏差 不確実さ
（割合％）
重要度
重要度

国内４ループPWRプラント（炉心損傷頻度：3.9E-7/炉年，寄与割合は基事象相互にダブルカウントがあるため100％を超える）
１

再循環サンプ出口側 電動弁A，B開失敗 共通原因故障

3.5E-04

1.2E-7(32)3.6E-04

1.1E-03

3.8E-07２

小破断冷却材喪失事故（起因事象）

3.4E-04

1.3E-7(33)3.8E-04

7.0E-04

2.7E-07３

大破断冷却材喪失事故（起因事象）

3.4E-05

9.1E-8(23)2.7E-03

7.3E-05

2.0E-07４

中破断冷却材喪失事故（起因事象）

1.1E-04

7.7E-8(20)7.0E-04

2.4E-04

1.7E-07５

補機冷却水の喪失（起因事象）

3.4E-04

2.8E-8(7)8.2E-05

7.5E-04

6.2E-08６補助給水系破損側SG 手動隔離失敗

3.0E-032.0E-7(5)6.6E-06

7.9E-03

5.2E-08７

再循環サンプ出口側 電動弁A開失敗

4.0E-03

2.3E-8(6)5.8E-06

8.5E-035.0E-08８２次冷却系の破断（起因事象）

6.8E-04

2.1E-8(5)3.1E-05

1.5E-03

4.7E-08９

安全注入信号運転員による 手動投入失敗

1.0E-01

3.6E-8(9)3.6E-07

1.3E-01

4.6E-08

１０ 注入時海水系冷却器B 出口電動弁B 開失敗

4.0E-032.0E-8(5)4.9E-06

8.3E-03

4.1E-08

6.2E-01

1.0E-7(25)1.6E-07

2.4E-01

3.8E-08

１２ 低圧注入系電動弁ミニフロー弁A，B閉失敗共通原因故障

3.5E-04

1.3E-8(3)3.7E-05

9.8E-04

3.6E-08

１３ 原子炉保護系UV カード故障共通原因故障

8.1E-06

4.0E-9(1)4.9E-04

5.6E-05

2.8E-08

2.1E-04

7.8E-9(2)3.7E-05

5.8E-04

2.2E-08

１５ 再循環サンプ出口側 電動弁B開失敗

4.0E-03

3.9E-7(3)2.5E-06

8.5E-03

2.1E-08

１６ 蒸気発生器伝熱管破損（起因事象）

7.1E-03

2.6E-8(7)3.7E-06

5.1E-03

1.9E-08

1.2E-04

4.6E-9(1)3.7E-05

4.8E-04

1.8E-08

１８ 加圧器逃がし弁 A再閉止失敗

1.0E-03

8.5E-9(2)8.4E-06

2.1E-03

1.8E-08

１９ 加圧器逃がし弁 B再閉止失敗

1.0E-03

8.5E-9(2)8.4E-06

2.1E-03

1.8E-08

２０ 主蒸気管浸水による 配管破損（ウォーター ハンマー）

1.0E-02

7.4E-9(2)7.4E-07

2.4E-02

1.7E-08

１１

１４

１７

RWSP残水注入継続に よる高､低圧再循環 バックアップ
操作失敗

低圧注入系低圧注入 ポンプAB制御回路作動 失敗共通原因
故障

低圧注入ミニフロー電動弁制御回路 共通原因故障による
閉失敗

Surry １（炉心損傷頻度：3.5E-5/炉年，寄与割合は基事象相互にダブルカウントがあるため100％を超える）
１

外部電源喪失（起因事象）

7.7E-02

2.1E-5(60)2.7E-04

5.7E-02

1.6E-05２

外部電源喪失後７時間以内に交流電源復旧失敗

5.0E-02

8.1E-6(24)1.6E-04

8.4E-02

1.4E-05３

No.１非常用ディーゼル発電機６時間継続運転失敗

1.2E-02

4.3E-6(13)3.6E-04

2.4E-02

8.8E-06４

中破断冷却材喪失事故（起因事象）

1.0E-03

3.4E-6(10)3.4E-03

2.6E-03

8.7E-06

５

大破断冷却材喪失事故（起因事象）

5.0E-04

2.1E-6(6)4.3E-03

1.5E-03

6.2E-06６No.１非常用ディーゼル発電機起動失敗

2.2E-02

7.8E-6(23)3.6E-04

1.6E-02

5.8E-06７

外部電源喪失後２１６分以内に交流電源復旧失敗

1.4E-01

5.2E-6(15)3.8E-05

1.5E-01

5.7E-06８No.３非常用ディーゼル発電機６時間継続運転失敗

1.2E-02

2.2E-6(7)1.9E-04

2.4E-02

4.6E-06９No.２非常用ディーゼル発電機６時間継続運転失敗

1.2E-02

2.2E-6(6)1.9E-04

2.4E-02

4.5E-06

4.0E-04

3.3E-6(10)8.3E-03

4.1E-04

3.4E-06１０

非常用ディーゼル発電機共通原因故障により３台同時起動
失敗

１１ 逆止弁CV27 CV58 CV89から検知出来ない漏えい

1.0E-04

6.6E-7(2)6.7E-03

4.7E-04

3.2E-06

１２ No.１非常用ディーゼル発電機試験保守

6.0E-03

1.5E-6(4)2.5E-04

1.2E-02

3.0E-06

１３ No.３非常用ディーゼル発電機起動失敗

2.2E-02

4.1E-6(12)1.9E-04

1.6E-02

3.0E-06

１４ No.２非常用ディーゼル発電機起動失敗

2.2E-02

4.0E-6(12)1.8E-04

1.6E-02

3.0E-06

１５ 原子炉保護系故障による原子炉トリップ失敗

6.0E-05

2.4E-6(7)4.1E-02

7.2E-05

2.9E-06

1.4E-02

1.4E-6(4)9.7E-05

2.9E-02

2.8E-06

3.0E-03

1.2E-6(4)4.1E-04

6.7E-03

2.8E-06

6.0E-01

5.0E-6(17)1.0E-05

2.7E-01

2.7E-06

１９ 全交流電源喪失中に運転員がRCPシール冷却の確保に失敗
２０ 加圧器逃がし弁1456再閉止失敗

1.3E-01

2.9E-6(8)2.3E-05

1.1E-01

2.6E-06

3.0E-02

1.3E-6(4)4.4E-05

5.8E-02

2.6E-06

２１ 加圧器逃がし弁1455C再閉止失敗

3.0E-02

1.3E-6(4)4.4E-05

5.8E-02

2.5E-06１６蒸気発生器伝熱管破断事故からの復旧中に運転員が一次冷却材の減圧失敗

１７ No.１非常用ディーゼル発電機遮断器１５H３投入失敗
１８

運転員が６時間以内にA非常用ディーゼル発電機故障の
復旧に失敗

64

5．運転経験データと確率論的安全評価結果の比較ータから，SAPHIREに炉心損傷頻度の平均値２回／9,455炉年と自由度２×２＝４を与えてラテンハイパ
ーキューブサンプリングによりχ2分布から炉心損傷

世界の原子力発電所の運転経験は，2000年12月31

頻度の95％上限値，５％下限値，中央値，平均値，

日現在，運転中の原子炉と閉鎖原子炉は，それぞれ標準偏差を計算した．表３にこれれらの結果を示す．

430基，79基であり，全ての炉型を合計した総運転経

このように計算した世界の原子力発電所の運転経験年数は9,455炉年となっている ™2．また，加圧水型

験データ（PWRsとBWRsおよび全ての炉型（参考デ

軽水炉（PWR）と沸騰水型軽水炉（BWR）を合計しータ））から推定される炉心損傷頻度の90％信頼区間，

た総運転経験は，2000年12月31日現在，運転中の原

平均値，中央値，米国108基および国内51基の個別原子炉と閉鎖原子炉は，それぞれ345基，41基であり，

子力発電所の炉心損傷頻度平均値 ™4〜™5を３角の点で２つの炉型を合計した総運転経験年数は7,025炉年と示し，その上限値と下限値の範囲，本研究で使用しなっている™2．炉心損傷事故は，1979年に発生した米

た米国および国内４ループPWRプラントの炉心損傷

国ペンシルバニア州に設置されているスリー・マイ

頻度の90％信頼区間，平均値，中央値，点推定値を

ル・アイランド原子力発電所２号炉（B&W社の加圧

図５に表示した．縦軸は炉心損傷頻度（/炉年）であ

水型軽水炉）および1986年に発生したロシアのチェる．

ルノブイル原子力発電所４号機（黒鉛減速軽水沸騰

その結果以下のことが明らかである．

冷却型-RBMK型）である．これらのデータから炉心

a PWRsとBWRsの運転経験データから推定した炉心損傷頻度の信頼区間（５％下限値，95％上限値）を

損傷頻度の信頼区間の中に，Surry１号機のPSAモ

推定した．

デルから計算された信頼区間は含まれる．

炉心損傷頻度の分布が指数分布に従うならば，運s PWRsとBWRsの運転経験データから推定した炉心転経験データから炉心損傷頻度の上限値と下限値は，損傷頻度の信頼区間の中に，米国PWRsとBWRs個

下式により計算できる™3．これは機器故障率の一定個別原子力発電所の炉心損傷頻度平均値の多くが含数打切り方式で上限値と下限値を推定する式と同じまれる．

である．炉心損傷事故が発生した場合はそこでプラd 運転経験データから推定した炉心損傷頻度の信頼ントの使用が打ち切りとなることから，この一定個区間と国内４ループPWRプラントのPSAモデルか

数打切り方式で計算した．

ら計算した信頼区間は一致しないことがわかった．

2 2r, αχ（2）
95％上限値の式；λU =2T
2 2r, 1- αχ（2）
５％下限値の式；λL =2Tr；

炉心損傷事故件数

T； 原子力発電所の延べ運転炉年
2
χ（２
r,α）
；自由度２rのχ2分布の上側累積率100×α％を与える点
1-α；信頼係数（本評価では，95％の信頼区間とするためα= 0.1）

この主な原因は国内４ループPWRプラントの運転経験データから推定される起因事象の発生頻度が米国プラントの運転経験データから推定される値
よりほぼ１桁低い値が得られていること，熱流動解析の結果から炉心損傷頻度を避けうる成功シー
ケンスが米国のPSAと比較して多くなっていることである．これらの理由により米国のPSAと比較し２桁程度低い炉心損傷頻度となっている．
f 運転経験データから推定した炉心損傷頻度の信頼区間と国内の個別原子力発電所の炉心損傷頻度平均値は一致しないことがわかった．その主な原因
はdでのべた理由と同じである．

PWRsとBWRsを合計した運転経験データから，

運転経験データから炉心損傷頻度を推定したデー

SAPHIREに炉心損傷頻度の平均値１回／7,025炉年とタの入手期間と米国や日本の確率論的安全評価で用

自由度２×１＝２を与えてラテンハイパーキューブ

いた起因事象発生頻度のデータ入手期間はそれぞれサンプリングによりχ2分布から炉心損傷頻度の95％異なる．しかしデータの入手期間を統一して比較し上限値，５％下限値，中央値，平均値，標準偏差をたとしても，上で述べた結果が変わるような，大幅計算した．また，本研究の比較対象ではないが，参な炉心損傷頻度の変化はないと考えられる．

考データとして，全ての炉型を合計した運転経験デまた，運転経験から炉心損傷を推定するためには，

65

炉型別，原子炉メーカー別，国別等に層別して計算（米国108基の個別プラント評価は，米国原子すべきであるが，層別することにより運転経験デー

力規制委員会， Individual Plant Examination

タが減少して，むしろ不確実さが増大する．したがProgram: Perspectives on Reactor Safety and Plantって本研究では，PWRsとBWRsを総合した場合と全Performance, Summary Report,ての炉型を総合した場合（参考データ）について計

Vol.１ (1997)

算を行った．今後，運転経験炉年が，集積されるこト評価は，2001年８月２日開催とにより細かく層別した炉心損傷頻度の算出も可能

子力安全委員会臨時会議の添付資料，PSA結になるであろう．

果一覧から引用した．）

表３

世界の原子力発電所運転経験データ（PWRs＆
BWRsおよび全炉型（参考データ））から計算した炉心損傷頻度の５％下限値，95％上限値，中央値，平均値，標準偏差

５％下限値
中央値
平均値
９５％上限値
標準偏差

NUREG-1560

から，国内51基の個別プラン
第54回

原

6． まとめ本研究で得られた成果は各章にのべたが，再度重要な項目のみを記載する．

PWRs&BWRs

全ての炉型（参考データ）a 確率変数（基事象）の数と炉心損傷頻度の平均値

7.3E-06/炉年
9.9E-05/炉年
1.4E-04/炉年
4.3E-04/炉年
1.4E-04/炉年

3.8E-05/炉年
1.8E-04/炉年
2.1E-04/炉年
5.0E-04/炉年
1.5E-04/炉年を明らかにした．これにより，収束するのに必要が収束するために必要なサンプリング数との関係
なサンプリング数が未知のPSAモデルについても，必要なサンプリング数が予想できることから，正確な炉心損傷頻度の平均値，中央値，信頼区間を得ることができる．
s PSAの評価精度を向上させるためには，不確実さの重要要因として抽出された因子に関連した運転-310

データの蓄積が効果的である．

95%上限値
95%上限値
平均値
平均値

-4

10

d 米国PWRsおよびBWRsプラントで過去に実施され

PWRs& BWRs95%上限値

中央値

子力発電所の運転経験データ（PWRs＆BWRs）か

中央値
平均値
点推定値
中央値

5%下限値

炉心損傷頻度（／炉年）

たPSAによる炉心損傷頻度評価結果は，世界の原

全炉型
（参考）

ら推定される炉心損傷頻度の信頼区間の中にほぼ含まれることがわかった．

-5

10

5%下限値

5%下限値

運転経験
データから
推定

Surry 1
米国
PWRs

95%上限値a USNRC, "Analysis of Core Damage Frequency:

-6

10

平均値
点推定値

国内
PWRs
中央値

-7

国内
BWRs

NUREG/CR-4550,

Vol. １, Rev. １, (1990).
Knudsen,

Configuration Risk Management Analysis

For Crystal River Unit ３, INEEL, (1996).
5%下限値

国内4ループPWRプラントd Southern California Edison,

Individual Plant

Examination Report for San Onofre Nuclear Generating-8

Station Units ２ and ３ in Response to Generic Letter

世界の原子力発電所運転経験データ（PWRs ＆88-20,

10

図５Internal Events Methodology,s Curtis L. Smith, Dana L. Kelly, Scott T. Beck, James K.

10

米国
BWRs

文献

BWRsおよび全炉型（参考データ）），米国108基の個別プラント評価，国内51基の個別プラン
ト評価，Surry１号機，国内４ループPWRプラ
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66

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Peach Bottom

Atomic Power Station Units ２ and ３,
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TMI １ Individual Plant

Examination Submittal Report,(1993).

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第54回 原子力安全委