るのか，いまだにわかっていないことだ。
筆者がこれまでに聞いた福島第一原発の作業に携わったことのある関係者の話を総合すると，事いわば目標を後付けで設定するようなやり方をしている東電や政府を見ていると，大きな期待はできないと思えてしまうのである。

故前，福島第一原発に大物を納入する際は，納入前に徹底したチェックを行っていたという。
例えば大型設備の場合，細かな部品やモジュー
ルをひとつひとつ工場で仮組して，その度に動作確認などを行う。問題があればその場で解決して宮崎早野論文批判補遺（1）

いく。そうやって積み上げていったパーツやモジ

黒川眞一 くろかわ しんいち

ュールを，さらに少しずつ組み合わせつつ，最終

谷本 溶 たにもと よう的に全体を仮組して動作確認をする。だから納品

高エネルギー加速器研究機構名誉教授
ローマ大学トル・ヴェルガータ数学科

前に不具合をつぶすことができる。
こうした，原発事故前に実施していた品質管理本誌 6 月号および 7 月号に掲載する宮崎早野

手順が，事故後に変わってしまった可能性が否定

論文批判補遺において，本誌 2 月号，3 月号，4できない。東電は，事故の前後で品質管理手順が月号の宮崎早野論文を批判する論考の中で十分にどのように変わったのか，公表していない。規制展開することができなかったことを論ずる1。ま庁も，これだけトラブルが起きているにもかかわず今月号の補遺（1）では，4 月号で指摘した，論らず，そうした手順確認はしていない。

文中で 99 パーセンタイルとされているものが実

手順が変わったのであれば（変わったのは確実だと思は 90 パーセンタイルであることの議論を補強し，えるが），なぜ変わったのかの理由が明らかにされさらにこれに関連して，放射線防護の基準の決めるべきだ。

方と，大きな被曝をしている住民についての論文

細かな手順を踏んでいけばとうぜん，コストもでの扱いについて宮崎早野論文を批判する。来月

かかるし時間もかかる。つまり品質管理が甘くな

号の補遺
（2）
においては，航空機による線量測定

った根本的な原因は，スケジュールを優先させたの過大評価について論じるとともに，宮崎早野論

せいなのか，コスト削減のためなのか，あるいは

文批判のまとめとして，科学論文を書くときに守その両方にある可能性が高い。この点が，まった

られなければならないルールから宮崎早野論文がく明らかにされていないのである。

どのように逸脱しているかを論ずる。

廃炉推進カンパニーの小野代表の説明を信じる

第 1 節では，ICRP 勧告に従えば平均値を放射なら，東電はこうした点についても点検作業をし線防護における基準とすることが誤りであることていることになるが，果たしてそれが公表されるを示す。続く第 2 節では，0.23 nSv/h という空間のかどうか。また，規制庁はどこまで踏み込んで線量率が年あたり 1 mSv の追加被曝線量の基準

実態解明をするのか。

とみなしてよいことが宮崎早野第 1 論文を用い

これまでに何度も書いてきたが，今後，数十年ることで言えることを示す。次いで，第 3 節で続く事故処理作業を安全，確実に進めるためにはは第 1 論文と第 2 論文に共通して，論文中で 99

基本原則の確認や情報公開が不可欠だ。政府が避パーセンタイルとされていたものが，実は 90 パ

難指示区域の解除を進め，住民を戻し始めているーセンタイルであることを，あらためて論じ，本中，福島第一原発の事故処理作業での品質管理の誌 4 月号での議論を補強する。第 4 節では，第 1

重要性は今以上に高まる。だからこそ優先順位を論文の図 4 と第 2 論文において図 6 の縦軸をつけて作業を進めることが大事なはずなのだが，2.3 mSv/3 月（1.06 nSv/h）に 制 限 し た こ と に よ り，

廃炉作業といいつつ廃炉の定義を決めないという，

被曝線量が大きい市民の存在が見えなくなってい
科学通信

科学

0497

ることを示し，具体的な例として第 2 論文の図 6

やはり政府の係数より小さい。これらの結果は，の 7 か月目の被曝線量分布を復元したものを図

距離間隔が荒い測定である航空機によるものでも示する。第 5 節では，第 2 論文の図 6 においてあっても，汚染された地域に住む住民の個人線量外れ値を示す点の個数が少ないことについて問題を評価するのに役立つことを示している。私たち提起を行う。

（および内藤たち）の研究では，係数 c を導き出すo *(10) を測定し，個人ために，航空機を用いて H

1．平均値を放射線防護における線量拘束値

線量計を用いて Hp(10) を測定している。一方，o *(10) から評
2011 年に日本政府は実効線量を Hとして用いることは誤りである

価するモデルを作成したが，振り返ってみると，
ここではまず，ICRP 勧告によれば，線量拘束

それは個人線量を 3～5 倍過大評価していること

値は平均値でなく，95 パーセンタイルにもとづになる。
」

くべきであることを確認する。

はまったくの間違いであることになる。遵守され放射線防護において，代表的個人という概念がるべきはほとんどの住人が線量拘束値を超える被ある。ICRP 勧告 101a「公衆の防護を目的とした曝をしないことであり，95 パーセンタイル値が（2005 年 9 月）には “代表的代表的個人の線量評価」

拘束値以下になることが確実に守られるべきであ個人” が定義されている。その定義をこの勧告のる。

2「抄録」の記述を使って示すと次のようになる。

さらに，抄録には，「それゆえ，公衆の防護の目的には，仮定であ「このような評価によって 20～30 人あるいはれ具体的であれ，関連する線量拘束値の遵守の判

それよりも多くの人が，関連する拘束値を超える

断にその線量を適用することができる個人を特徴

線量を受けている可能性が示唆されるなら，これ付ける必要がある。この個人は “代表的個人” とらの人々の特徴を詳しく調査する必要がある。更定義される。」

なる分析の後に，20～30 人の線量が関連する線「確率論的線量評価においては，それが計画さ

量拘束値を本当に超える可能性が高いことが示された施設であれ，現存する状況からであれ，集団れるならば，被ばくを制限するための措置を考えから無作為に抽出された人が比較的大きな線量をるべきである」

受ける確率がおよそ 5％ 以下であるように，代と書かれている。伊達市では最も人数が少ない区

表的個人を定めるべきであると，委員会は勧告す

域 A にも 2500 世帯以上あるから，それの 5％ はる。
」

数百人以上となり，まさに 95 パーセンタイルか

この代表的個人の定義から，次のようなことが言える。すなわち，第 1 論文で行わなければな

それ以上の人の線量を調査する必要があることが勧告されているのである。

らないことは，係数の平均あるいは中央値と政府

第 1 論文の図 4c は，市民全員が対象者となっの決めた 0.6 という係数を比較するのではなく，た 2012 年 10～12 月のガラスバッジの線量率を係数の 95 パーセンタイル値と政府の決めた係数

縦軸に，航空機による周辺線量率の測定値を横軸を比べるべきである。そうであれば，第 1 論文にとった図である。この図から，係数の中央値はの議論の項で示された，

ほぼ 0.15 かそれより幾分大きいことがわかる。

「我々の研究は，個人線量は周辺線量に比例し，また第 1 論文の図 5 から，線量がゼロの市民をその比例係数は c=0.15!0.03 である。この研究除いた集団の係数の分布は v=0.567 の対数正規で求められた係数は政府が採用している係数 0.6分布をすることがわかる3。そしてこのような対の 0.25 倍である。内藤たちは［22］
100 人ほどの数正規分布では 95 パーセンタイルは中央値の小グループを対象として，係数 0.2 を得ており，

2.54 倍である。これが図 4c にも当てはまると仮

0498

KAGAKU

Jun. 2019 Vol.89 No.6

定すると，係数にして 0.15#2.54=0.38 のとこで 7646 ダ ウ ン ロ ー ド https://iopscience.iop.

ろが 95 パーセンタイルである。

org/article/10.1088/1361-6498/37/1/1

第 1 論文のガラスバッジによる被曝線量は本

2017-01-07

誌 3 月号で指摘したようにいくつかの要因により過小評価されている。しかし，それらの過小評

政府の 0.23 nSv/h=0.04（バックグラウンド）

価を考慮しなくとも，日本政府が作成したモデル+0.19 でした．伊達市のガラスバッジと航は，第 1 論 文 が い う よ う に，「個 人 線 量 を 3～5

空機モニタリングの比較から得た今回の結論

倍過大評価している」のではなく，95 パーセン

は 0.04+0.19#4=0.8 ぐらいが，年間 1mSv

タイルに対して 0.6/0.38=1.6 倍の過大評価にし

相当
（中央値）
ということです．伊達市の蓄積かすぎない。さらに，最も大きい過小評価の原因した膨大なガラスバッジデータからの結論．

である，航空機による線量測定が地上における線

2017-01-08

量測定よりも 1.7 倍（この値は本誌 3 月号で使った値とは異なる。この値の根拠については，次号掲載予定の第 6 節で考

2 ヶ 月 弱 で 20000 ダ ウ ン ロ ー ド 超 え た．

察する）になるという過大評価を修正するだけで，https://iopscience.iop.org/article/10.1088/

政府のモデルでも規制値としては不十分になる。

1361-6498/37/1/1 伊達市の大規模ガラスバッ

つまり，ICRP 勧告に従って代表的個人を定めるジデータと航空機モニタリングデータを比較

なら，宮崎早野第 1 論文は，政府の定めた基準

した宮崎・早野論文．
（追加年 1mSv に相当でも放射線防護の基準としては不十分であることする空間線量率は 0.23 nSv/h よりも，4 倍近を示していることになる。

く高い）

2．空間線量率 0.23 nSv/h は代表的個人の年あたり 1 mSv に対応する

2017-02-03

また，前原子力規制委員会委員長の田中俊一氏
は，保健物理学会の 2018 年 53 巻 3 号の巻頭言
で 4，

第 1 論 文 の 結 論 に は「0.23 nSv/h は 1 mSv/年「この背景には，避難指示を解除するための条ではない」という趣旨のことは書かれていないが， 件に生活インフラの整備や当該自治体の同意を含
第 1 論文が発表された当時，早野氏は Twitter 上

めたことと，0.23 nSv/h 以下でないと放射線被ば

で次のような発信を行っている。

くの健康影響があるという事故当初の誤った主張が影響している。加えて，空間線量から実効線量を推計する計算式が，実測値との比較で 3～4 倍［早野氏 twitter からの引用］

ふと気づいたら，12/6 に公開された論文：も過大評価になっていることが明らかにされてい伊達市のガラスバッジと航空機モニタリング

るにもかかわらず当初の推計式はそのままで，の比較（0.23 nSv/h は 1 mSv/年 に あ ら ず）

0.23 nSv/h すなわち年間 1 mSv という信仰が生

https://iopscience.iop.org/article/10.1088/

きているのである。
」

1361-6498/37/1/1 がすでに 3543 ダウンローと書いている。

ド「空間線量から実効線量を推計する計算式が，2016-12-19

実測値との比較で 3～4 倍も過大評価になってい（読まれているなぁ - ちょっと驚いた）
伊達市

ることが明らかにされている」については，前節のガラスバッジデータを分析したら 1 mSv/

で考察したので，この節では「0.23 nSv/h すなわ

年に相当する空間線量率は 0.23 nSv/h のほ

ち年間 1 mSv という信仰が生きている」についぼ 4 倍だった - 宮崎・早野論文．公開 1 ヶ月て考察する。
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科学

0499

0.25 mSv/3月

図 1―第 1 論文の図 4c0.25 mSv/3 月の線を加筆してある。この図の中で，箱ひげ図の箱やひげの上下の端および外れ値は離散的な値をとっている。この最小の飛びの単位はガラスバ
ッジの最小の読みである 0.1 mSv/3 月である。

第 1 論文の図 4 をみてみよう。この図が示しる。そ れ ゆ え 0.10～0.20 nSv/h で あ る こ の ビ ンている 6 つの期間には延べ 14 万 6776 人の市民

はバックグラウンドを含んだ 0.23 nSv/h より線が対象者となっているが，バックグラウンドを加量率が小さいことを指摘する。さらに，この周辺

えて周辺線量が 0.23 nSv/h 以下のビンにふくま

線量値は航空機で測定されたものであり，地上でれる市民は，2013/10-12 の期間（図 4c）で 100 人ほ測定された値を 1.7 倍ほど過大評価することを考ど，2014/10-12 の 期 間（図 4f）で 2100 人 ほ ど，計慮 す る と，0.23 nSv/h に 相 当 す る 周 辺 線 量 は2200 人しかいない。このように人数が少ないた

0.25 nSv/h（0.20～0.30 nSv/h）のところまたはその右めに，0.23 nSv/h が年間 1 mSv にあたることがにあるビンに対応すると考えるべきである。そう妥当であるかどうかを十分検討することができなであれば，この周辺線量に対応するビンにおいて，い。そ れ で も 2014/10-12 の 0.15 nSv/h（0.10～0.20

図 4c と図 4f においては，どちらもひげの上端，

nSv/h）のビンをみると，90 パーセンタイル値であつまり 90 パーセンタイルが 0.3 mSv/3 月すなわ

るひげの上端が 0.2 mSv/3 月に相当し，95 パー

ち 1 mSv/ 年より大きいことを示している。このセンタイル値は 0.25 mSv/3 月すなわち 1 mSv/年

ことは，集団から無作為に抽出された人が比較的ぐらいであることがわかる。（本誌 4 月号において第 1

大きな線量を受ける確率がおよそ 5％ 以下であ

論文で 99 パーセンタイルとされている箱ひげ図のひげの上端はるように代表的個人を定めるべきという ICRP 勧

実は 90 パーセンタイルであることを指摘している。95 パーセ

告に従うなら，0.23 nSv/h を年間 1 mSv の基準

ンタイル値は 90 パーセンタイル値の 1.25 倍ぐらいのところにとしてよいことを，つまり単なる「信仰」ではなあるので，95 パーセンタイル値は 0.25 mSv/3 月となる。このいことを論文自体が示しているのことになる。な

問題は後ほどこの論考においても第 3 節で考察する。） なお，お，図 4a および図 4b では，この周辺線量に対宮崎早野第 1 論文の図 4 においては，周辺線量応するビンが存在せず，図 4d と図 4e では，ビ率はバックグラウンドの 0.04 nSv/h を含んでいン中には上側の外れ値しかないという異常なビン

0500

KAGAKU

Jun. 2019 Vol.89 No.6

である。

することを示しており，90, 95, 99 パーセンタイ

図 1 に 第 1 論 文 の 図 4c を 示 し，そ こ に 0.25

ル値はそれぞれ中央値の 2.07, 2.54, 3.74 倍である。（これらの値は v=0.567 の対数正規分布から得られる。）

mSv/3 月の線を示しておく。

はじめの 2 つ，2.07 と 2.54 の差はそれほど大き3．第 1 論文と第 2 論文において 99 パーセ

くなく，99 パーセンタイルとされているものがンタイルとされていたものは実は 90 パーセ

本当は 90 パーセンタイルか 95 パーセンタイル

ンタイルである。また第 2 論文の図 5 で 1のどちらであるかが確定できなかったためである。

パーセンタイルを示すとされた曲線は 10 パ

以下では，99 パーセンタイルとされているもの

ーセンタイルを示しているが 90 パーセンタイルであることについて，より強い証拠を示す。

本誌 4 月号の第 2 論文批判において，第 2 論

まず第 2 論文図 5 をもう一度見てみよう（この論文の図 5，図 6 と図 7 について，99 パーセンタ

考の図 3 として第 2 論文の図 5 を示す）。ここには，区域イルとされる値と中央値の比から 99 パーセンタ

A, B, C のそれぞれについて事故の 5 か月後からイルとされているものが実際には 90 パーセンタ

50 か月後までの累積被曝線量に，3 つの曲線がイルであることを強く示唆することを示した（本誌

重ねられている。問題は，これらの曲線がどうや

4 月号 328 ページ）。しかしながら，99 パーセンタイって描かれたかである。第 2 論文の図 5 のキャルではないことは間違いないが，90 パーセンタ

プションでは「濃い実線は式（2）の Hp(t) の中央

イルであることを決定的には証明することはでき

値の評価値であり，上下の薄い線はそれぞれ 99

なかった。第 2 論文図 6 と図 7 において 99 パー

パーセンタイルと 1 パーセンタイルの評価値でセンタイル値とされているものと中央値の比をとある。
」とされている。ところが，これらの評価

ると比が 2 から 3 倍の間にばらついている。第 1

値がどう計算されたかが論文中に書かれていない。

論文の図 5（この論考の図 2）は係数が対数正規分布を

Hp(t) を求める第 2 論文の式（2）はそれぞれの区域

図 2―第 1 論文の図 5〇で囲ったところは，係数が 1 に近づくにつれて分布が対数正規分布
からはずれていくところを示す。

表1
図＼曲線
5A
5B
5C

J

下

中

上

下-J

中-J

上-J （下-J）（中/J） （上-J）
（中/
J）

1.70

3.46

5.51

9.59

1.76

3.81

7.89

0.462

2.07

1.64
1.64

3.01
2.62

4.63
3.77

7.87
6.11

1.37
0.98

2.99
2.13

6.23
4.47

0.458
0.460

2.08
2.10

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科学

0501

いてから比をとると，表 1 のようになる。
すなわち，図 5 の A, B, C で 50 か月目における上と下の曲線の値と中央の曲線の値を読み，それから J を引いてから比をとると，下の曲線の値と中央の曲線の値の比および上の曲線の値と中央の曲線の値は A, B, C のどれも，約 2％ 程度の誤差で 0.46 と 2.08 となる（曲線の太さのため，読み取り誤差は既に 2％ 程度ある）。この 2.08 という値は，第 1

論文の図 5 から求められる 90 パーセンタイル値（縦軸の 0.9 が累積度数と交わる点，係数 c は 0.31）と中央値（縦軸 0.5 が交わる点，係数は 0.15）の比 2.07 とほぼ等し

く，著者たちが上の曲線を 90 パーセンタイルとして描いたことを示唆している。また，第 1 論
文図 5 の 10 パーセンタイルでは同様にして係数c の値が 0.7 と読み取れ，中央値との比は 0.47 である。よって，下の曲線は論文に書かれているような 1 パーセンタイルではなく 10 パーセンタイ
ルを示していることになる。図 5A と C の下の曲線が 1 パーセンタイルとされる下のひげの下端とまったく一致していないことから，実際に，それぞれの区域で c の分布を再計算したのではな
く，第 2 論文の図 5 の曲線を描くときには，著者たちは，第 1 論文の図 5 から求められる共通の値を全区域と全期間で使ったと考えられる。
以上のことから，第 2 論文の図 5 において 99
パーセンタイルとされている上の曲線は，第 1
論文図 5 から求められた係数 c の 90 パーセンタ
イルと中央値の比を使って描かれたことを強く示
図 3―第 2 論文の図 5

唆している。さらに，著者らは上の曲線とひげの上端が近いことをもってデータと曲線が一致して

o 1*0i と ci の値から計算されるのでの平均線量率 H

いるとしているのだから，ひげの上端も同様に

o 1*0i の分布については第 1，であったが，線量率 H

90 パーセンタイルであると推測される。なお，

第 2 論文を通してまったく触れられていない。

図 5A には 476 人の住民の方が対象者として含まそれゆえ，平均は c の分布を使って求められたとれているが，その 1％ は 4 人か 5 人である（どちら考えられる。これを確かめるために，図 5 のそなのかは論文中に書いていないので不明である）。一方，上れぞれの区域について，上下の曲線と中央の曲線の外れ値は例えば 50 か月目のビンでは 10 点以の比をとってみよう。事故後 5 か月目までの積上ある。よって，ひげの上端が 99 パーセンタイ

算被曝を J としたとき，A, B, C で 50 か月目にルでないことは確実である。一方，外れ値を表す

おける上と下の曲線の値と中央の曲線の値をデジ

点には 2 人以上の対象者が含まれることがあり，タイザーで読み，それから 5 か月目での値 J を引

また中央値に近いほど含まれる人数は多くなると

0502

KAGAKU

Jun. 2019 Vol.89 No.6

図 4―第 2 論文の図 7 に上下の曲線を書き加えた図
元のグラフの縦軸 0 が横軸よりわずかに上にあるように見えるため，曲線もそれに合わせて描き，第 2 論文中の図 7 に加えてある。

考えられる。それゆえ，ひげの上端が 90 パーセ

上あるが，上で述べたようにひげの上端が 90 パ

ンタイル，つまり外れ値とされる人が 47 人か 48

ーセンタイルであることとは矛盾しない。さらに人であることは外れ値が十数個であることと矛盾

本誌 4 月号で論じたように（本誌 4 月号 327 ページ），しない。

図 7 は図 6 を足し上げたものであるが，第 7 かさらに第 2 論文の図 6，図 7 についても考察し月目は足し算をする必要がなく本来一致するべきよう。図 5 の区域 A の対象者は 476 人であり，である。しかしながら，理由は不明であるが図 7

ガラスバッジを 2011 年 9 月から 2015 年 6 月まの縦軸が 0.46 倍に縮小されているために，これで継続して用いた区域 A の市民である 。一方図らは同じではなく相似になっている。しかし，相57 の対象者である 425 人は，区域 A の市民であり， 似であることから，図 6 のひげの上端も 90 パー
2011 年 9 月から 2014 年 6 月まで継続してガラスバッジを使用し，さらに宅地の除染が行われた

センタイルであることが結論される。
図 5A と C の下の曲線が下のひげの下端とま

期間が 2012 年 10 月から 12 月である人々である。

ったく一致していないことは明らかに説明を要す

それゆえ，図 7 の対象者は図 5 の対象者の完全ることである。上のひげの上端に関してたとえな部分集合とは言えないが，かなりよく似た集団

90 パーセンタイルを 99 パーセンタイルと取り違であるといえる。また対象者の数が 10 パーセンえたのだったとしても，下の曲線の不一致に注意

ト程度しか異ならないので，第 2 論文の図 5 かしていれば，そのような間違いは避けられたはずら J を引いたものは（縮尺は異なるが）第 2 論文の図 7である。実際には，第 2 論文の 3. 2 節で「すべとほとんど同じはずである。実際，図 7 に図 5ての地域で 50 パーセンタイルと 99 パーセンタで引かれたように中央値を示すとされる曲線のイルでよく一致している。」とだけ触れられてお2.08 倍と 0.46 倍のところに上と下の曲線を重ねり，下の曲線の不一致は無視されており，理論とてみると，上の曲線はほぼひげの上端近くをとお実測値の違いに注意が払われたとはとても言えなる。それゆえ図 7 のひげの上端も 99 パーセンタ

い。また，図 5 には 10，90 パーセンタイルの曲

イルではなく 90 パーセンタイルであることがわ

線が描かれている一方図 7 には描かれていない

かる。この論考の図 4 として図 7 に上下の曲線

理由は論文中で説明されていない。

を重ねたものを示す。ここでも外れ値が 10 点以

それでは第 1 論文についてはどうだろうか。
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科学

0503

ンタイルと 75 パーセンタイルの差が 0.1 mSv/3 月であるときは中央値としてそれらの平均をとった）。各括弧の中の後者を 前 者 で 割 っ た 値 は，そ れ ぞ れ，2.0, 2.0, 2.0,

1.6, 3.0, 2.33, 2.33, 3.0, 2.0, 2.5, 2.75, 1.83, 2.2,
3.0, 2.7, 2.55, 2.13 である。この 17 個の数値の平均は，2.35 となる。これは各ビンに含まれる対象者の人数を考慮しない単純平均である。ビンに含まれる人数が多い最初の 8 つのビンについて平均をとると，2.28 となり，さらにビンに含まれる人数が最も多い 2 番目から 4 番目の 3 つのビンの平均をとると，1.87 となる。17 個のビンの平均が 2.35，最初の 8 つのビンの平均 2.28，
そして 2 番目から 4 番目の 3 つのビンの平均は，1.87 であること，またさらに，空間線量率が小さいビンでは，中央値は被曝線量がゼロの市民の存在により，対数正規分布を仮定したときよりも小さくなるはずであることを考慮すると，被曝線量がゼロである市民のデータを除外したときの比の平均はほぼ 2 であると考えてよいだろう。第 1
論文の図 5 は横軸が係数の対数で示されているため，被曝線量がゼロである市民のデータを除外して作られている。それゆえひげの上端と中央値の比を図 5 から得られたものと比べるときは，被曝線量がゼロの対象者を除いたものを使うべき
図 5―第 1 論文の図 4a と図 4bであるからである。図 5 は中央値は 0.15，90 パーセンタイル値は 0.31，90 パーセンタイル値と数値を用いて検証してみよう。まず，図 4a（この論中央値の比は 2.07 であることを示しており，図考の図 5 上）の 1.35 nSv/h のビンの人数が 150 人程

4c から求められた比がほぼ 2 であることは，第度である一方外れ値が 4 つあることから，ひげ1 論文で 99 パーセンタイルとされていたものが，の上端が 99 パーセンタイルでないことは確実で

実は 90 パーセンタイルであることを強く示唆しある。次に，パーセンタイルを推定するために，ている。さらに，第 2 論文では 99 パーセンタイ

最も人数の多い図 4c を使う（この論考の図 1）。このルとされていた曲線が 90 パーセンタイルである

図 に お い て，周 辺 線 量 が 0.25 nSv/h か ら 1.85

こと，そして 1 パーセンタイルとされていた曲

nSv/h までの 17 のビンについて，箱ひげ図の中線が 10 パーセンタイルであることが前のパラグ

央値とひげの最上点の値を示すと，（0.15, 0.3），

ラフまででほぼ決定的に証明されているので，第（0.15, 0.3），（0.15, 0.3），（0.25, 0.4），（0.2, 0.6），

1 論文においても 99 パーセンタイルとされてい（0.3, 0.7），（0.3, 0.7），（0.3, 0.9），（0.4, 0.8），たものは 90 パーセンタイルであることもほぼ間（0.4, 1.0），（0.4, 1.1），（0.6, 1.1），（0.5, 1.1），

違いないと考える。

（0.5, 1.5），（0.5, 1.35），（0.55, 1.4），
（0.75, 1.6）

なお，もし著者たちが 90 パーセンタイルではと読める（なお数値の単位は mSv/3 月である。また 25 パーセ

なく論文に書いてある通りに 99 パーセンタイル

0504

KAGAKU

Jun. 2019 Vol.89 No.6

を箱ひげ図のひげの上端として第 1 論文の図 4では外れ値は 2 個しか見えなかったが，復元しを作成したときは，99 パーセンタイル値と中央た図 6 では外れ値は 9 個あり，さらに最も大き値の比がほぼ 3.7 であることから，図 4 における

い外れ値は 4.4 mSv/3 月である。減衰を考えても，ひげの上端の多くはほぼ政府の基準 c=0.6 を示

17 か月目程度までは本来のひげの上端である 99

す直線の近くまで到達することになることを指摘

パーセンタイルは元の図 6 からはみ出しているしておく。

であろう。なお，図 7 からさらに一部の外れ値を推測することができる。例えば図 7 の 17 か月

4．第 1 論文の図 4 と第 2 論文の図 6 の縦目には累積で（0.46 倍の縮小を考慮して）16 mSv を超え

軸を 2.3 mSv/3 月（1.06 nSv/h）に制限したこている点があり，14 か月目の最大値は 9 mSv 弱とにより，被曝線量が大きい市民の存在が見である。このことは，この間の 3 か月で 7 mSv

えなくなっている

以上の被曝した方が存在するということになる。
このように，本来あるべき図を復元すると，図第 1 論文の図 4 および第 2 論文の図 6 の縦軸が与える印象は大きく異なることになる。また，

は 2.3 mSv/3 月（1.06 nSv/h）に制限されている。こ

第 1 論文の結論は「個々の市民が受けた外部被のことによって，被曝線量が 2.3 mSv/3 月を超え

曝線量は航空機モニタリングデータから推定するる市民が図に示されていない。箱ひげ図のひげのことが可能であると結論する」ということであり，上端がこの範囲におさまらないビンは第 1 論文

このような結論を導くためには外れ値がどれだけの 図 4a で は 4 つ，図 4b に は 1 つ 存 在 す る。こあるか検討する必要があるはずである。理由もなの論考の図 5 として第 1 論文の図 4a と図 4b を

く大きな外れ値を図に含まないことは科学的に間示す。論文ではひげの上端が 99 パーセンタイル

違った方法である。

とされているため，読者は，このようなひげの上
端が図の上限を超えるのは特殊な場合であるとい

5．第 2 論文の図 6 の外れ値が少ないことにう印象をもつかもしれない。しかしひげの上端はついての考察第 3 節で示したように 99 パーセンタイルではな
く 90 パーセンタイルである。もし上端が 99 パ

第 3 節で，図 6 のひげの上端も 90 パーセンタ

ーセンタイルであれば，図 4a では 15 ほど，図イルであることがほぼ間違いないことを示した。

4b では 10 ぐらい，図 4c でも 4 つほどのビンでこの節では，図 6 の外れ値の数が正規対数分布

ひげの上端が上に突き抜けることになり，さらにから期待されるものより少ないことを示し，そのその上に外れ値が存在するので，外れ値をすべて意味を考える。

示すためには，縦軸の上限を 2 倍から 3 倍に大きくしなければならないはずである。

第 2 論文の図 6 の 7 か月目のビンを復元した
結果，90 パーセンタイルの上にある外れ値が 9

第 2 論文の図 6 についても同様なことが言え

点あることが判明した（この論考の図 6）。10, 14, 17

る。上で注意したように，足し上げる必要がない

か月目のビンは縦軸が 2.3 mSv/3 月に制限されてために，第 2 論文の図 7 の 7 か月目のビンは図 6いるために何点の外れ値があるかわからない。一の 7 か月目のビンと同じになるはずである。本方 20 か月目以降のビンは，線量の減衰および除誌 4 月号で指摘したように（327 ページ），図 7 の縦染のため最大の外れ値が縦軸の最大値である 2.3

は 0.46 倍に縮められているが，これを考慮にいmSv/3 月以下である可能性が高い。これらのビれて図 7 から図 6 の 7 か月目を復元することがン の 外 れ 値 の 点 数 は，20, 23, 26, 29, 32, 35, 38できる。復元した図 6 と復元前の図 6 をこの論か月目でそれぞれ 4, 4, 8, 5, 4, 3, 4 であり，26 か考の図 6 として示す。復元前の図 6 の 7 か月目

月目を除き，3 から 5 点である。
科学通信

科学

0505

（a）

（b）

図 6―第 2 論文の図 6 について図 7 から読み取れる外れ値を復元したもの（a）
元の図 6 では見えなかった外れ値が 7 点あり，最大の外れ値の値は 4.4 mSv/3 月である。比較のために，復元前の図 6 も図 6（b）として示す（mSv/3 月の目盛りは筆者追加）。

ここでは 32, 35, 38 か月目の外れ値を取り上げ

パーセンタイルが 0.7 mSv/3 月である対数正規分

る。これらのビンでは，中央値が 0.3 mSv/3 月で布をする。対数正規分布を仮定すると，二つのパあり 90 パーセンタイルが 0.7 mSv/3 月である。

ーセンタイル値の大きさを決めると，対数正規分

これらのビン中の実際の線量値の分布がどのよう布の形が定まることを指摘しておく6。

なものであるかは不明であるので，次のようなモデルを使うことにする。
モ デ ル：線 量 値 は 中 央 値 が 0.3 mSv/3 月，900506

KAGAKU

Jun. 2019 Vol.89 No.6

このような対数正規分布を仮定することにより，
対 象 者 で あ る 425 人 の う ち に 何 人 が 0.8 mSv/3
月より上にある外れ値の各点に所属すべきかが計表 2―各外れ値に対応する累積確率とその外れ値に含まれる対象者数
の期待値

外れ値
（mSv/3 月） 累積確率

その外れ値に含まれる対象者数（人）

0.7

0.900

0.8

0.931

13.00

0.9

0.952

09.00

1.0

0.966

06.00

1.1

0.976

04.00

1.2
1.3

0.982
0.987

02.80
02.00

1.4

0.990

01.50

1.5

0.993

00.98

1.6

0.994

00.77

1.7
1.8

0.996
0.997

00.55
00.43

1.9
2.0

0.998
0.998

00.29
00.26

算できる。計算結果を表 2 に示す。
この表から，このモデルについては以下のこと

さらに除染後である 26 か月目のビンにおいても外れ値が 8 点存在する。外れ値がなぜこのようが言えることになる。

なふるまいをするかについて，少なくとも著者は（1）
0.8 mSv/3 月 か ら 1.4 mSv/3 月 の 間 の 連 続

説明すべきであると考える。

した 7 点には 1 人より大きな対象者が含まれる。
（2）
1.4 mSv/3 月の点は 99 パーセンタイルに相当する。これより上の点は対象者の人数の期
待値が 1 より小さくなり，一つの点に 2 人以上の対象者がいる確率は急速に小さくなる。
それゆえ，外れ値の点数は 5 から 3 の間と言える。
（3）外れ値を示す点の個数は 10 から 12 である。
以上の結果はここで採用したモデルが示すもの
であり，このモデルによる結論を額面どおりに受文献および注
1―宮崎早野論文として，すでに発表された論文は次の二つである。
第 1 論 文：Individual external dose monitoring of all citizens ofDate City by passive dosimeter 5 to 51 months after the Fukushima NPP accident（series）: I. Comparison of individual dose with
ambient dose rate monitored by aircraft surveys
Makoto Miyazaki and Ryugo Hayano（2017）
J. Radiol. Prot., 37, 1-12
http://doi.org/10.1088/1361-6498/37/1/1

黒川による訳は https://www.iwanami.co.jp/kagaku/miyazaki-hayano-paper1v3.pdf

第 2 論 文：Individual external dose monitoring of all citizens ofDate City by passive dosimeter 5 to 51 months after the Fukushi-

け取ることはできない。しかしながら，第 2 論

ma NPP accident（series）: II. Prediction of lifetime additional ef-

文の図 6 の 32, 35, 38 か月目の外れ値は 4 点また

fective dose and evaluating the effect of decontamination on indi-

は 3 点であり，このモデルから大きく乖離して

vidual dose

いることは確かである。外れ値が正しく図示され（2017）
J. Radiol. Prot., 37, 623-634ていると仮定するならば，90 パーセンタイル以上の被曝線量がモデルのような分布ではなく，

90 パーセンタイルの点と近くの二つの点に対象者の 9％ である 37 人が集中しているということ

Makoto Miyazaki and Ryugo Hayano
http://doi.org/10.1088/1361-6498/aa6094

黒川による訳は https://www.iwanami.co.jp/kagaku/miyazaki-hayano-paper2v3.pdf

宮崎早野論文を批判する本誌 2 月号，3 月号，4 月号の論考
は以下のとおり。
黒川眞一・島明美:「住民に背を向けたガラスバッジ論文 ――になり，残りの 1％ である 5 人は一つまたは二7 つの倫理違反で住民を裏切る論文は政策の根拠となり得ない」，

つの点に縮退していることになる。しかしながら，

科学，89
（2）
, 152
（2019）

外れ値が 3 ないし 4 しかないことはひげの上端が 99 パーセンタイルであるときの特徴であり，

黒川眞一:「被曝防護には空間線量そのものを使うことが妥当である ―― 信頼性なく被曝線量を過小評価する宮崎早野第 1 論文」，科学，89（3）, 270（2019）

科学通信

科学

0507

黒川眞一・谷本溶:「インテグリティの失われた被曝評価論
文：宮崎早野第 2 論文批判」，科学，89（4）, 318（2019）
2― 英 文 は http://www.icrp.org/publication.asp?id=ICRP%20Publi
cation%20101a，日本語訳は http://www.icrp.org/docs/P101a_3―対数正規分布については，本誌 4 月号の論考の注 14（340 ページ）に簡単な説明がある。
4―https : //www . jstage . jst . go . jp/article/jhps/ 53 / 3 / 53 _ 133 /_pdf/-char/ja

5―ここに示したように，「図 5 の区域 A の対象者は，ガラスバ
ッジを 2011 年 9 月から 2015 年 6 月まで継続して用いた区域市
民 A の市民である」と論文中に書かれている。そうならば，第2 論文の図 5A において，事故後 5 か月
（2011 年 8 月）のビンが存在することはできない。実際 2011 年 8 月の一月の間行われたガラスバッジを用いた被曝線量計測の対象者は，区域 A の 15
歳以下の子どもと妊婦であり，大人は 2011 年 9 月からガラス
バッジを着用している。本誌 4 月号の論考の 328 ページも見てほしい。
6―この対数正規分布は n=-1.20，v=0.66 という対数正規分
布である。

KAGAKU2019 年 3 月 号 280 ペ ー ジ の 式（2）中 の「nSvh 」は「nSv h-1」の，また「0.06」は「0.6」の-1

Japanese.pdf

0508

訂正

Jun. 2019 Vol.89 No.6

誤植です。当該箇所は，individual dose rate ( nSv h-1) =0.04+0.6×ambient dose rate.

（2）となります。お詫びして訂正します。
（編集部）