地震予知連絡会 50 年のあゆみ

第3章

地震予知連絡会構成機関等の活動（この 10 年を振り返って）（１２）大学共同利用機関法人 情報・システム研究機構 統計数理研究所
１．はじめにこれを克服する為には，低い適中率でも出来るだけ多統計数理研究所は 2005 年 4 月にリスク解析戦略研究

くの異常現象を発掘し予知率を高める必要がある 108）,109）．

センターを設置，その下に地震予測解析グループを置い

たとえば，地震活動に適用した ETAS モデルのように，た．その使命は「統計モデルによる地震（余震）活動の各種観測量の経時変化の標準的なモデルをたて，平時

計測，異常現象の定量的研究，及び，それらにもとづくの変動からの，何らかの外れ（不適合）を異常として予地震（余震）の発生確率予測とその評価法，などについ知率を高めるべきである．地震活動以外にも，今日ではて研究する」ことである．

GNSS の変化のデータ解析が有望である（3.2 節参照）．

地震予測解析グループが主に取り組んだのは，ETAS

異常事象が前兆なのか，どの程度切迫性があるのかなど

モデルや新たに開発した各種の確率点過程モデルを駆使の推定には，多くのデータで異常値解析を開発して異常した多様な地震活動の解析，大地震の確率予測について

事象を積み重ね，低いなりにも有意な的中率を求める必実用化への見通しと，そのための予測評価の研究である．

要がある．

以下に，この 10 年間地震予知連絡会で報告した内容

大地震に至る高い適中率や確率利得を出すことは困難と，関連する成果について取りまとめた．地震予知連絡であろうが，それでも独立な幾つかの異常の予測因子が会報に掲載された多くの報告の詳細は地震学関連学術

重なれば，多重確率予測式によって，大地震予測の確率

誌に掲載されている（引用文献参照）．

が実用的なものまで高まることがある 1）,53）,71）．

２．大地震の確率予測の実用化に向けての予測確率を組み合わせる 45）,99）,108）,109）のが有望であり，

2.1 多重確率予測式

最近筆者も M7.3 熊本地震に関して多重確率予測公式で試

現状では，独立性を担保するような短期・中期・長期

無情報の基での大地震の確率予測（永年確率）は極
めて小さいが，何らかの異常現象が現れると，その予測算し，異なる前提での予測確率のバラツキを示した 52）,54）,．異常事象の独立性が保証できない場合は，多重確

86）
, 99）

確率は増える．確率予測の計算をするにあたって，前兆率予測公式を一般化したロジット（logit）関数の展開モデ

事象と異常事象は明確に使い分ける必要がある．前者はル 63）,69）,72） で算出し，AIC 比較でモデルが改善できれば既に大地震が起きてしまってから分かる概念であり，後確率利得が高まること期待される 99）,108）,109）．将来的には者は「前兆かもしれない普段と違う現象」で，地震予測

時空間でも多重確率の予測モデル開発が望まれる 99）,109）．

では異常事象が前兆事象である確率が問題となる．なので，我々は経時観測データの異常を明瞭に定義し，それらが前兆として大地震に至る確率（「適中率 , hit rate」）
を求める作業をする必要がある．
1970 年代後半，伊豆地域で長期，中期，短期の各種の異常事象が観測された．
宇津は「多重確率予測式（multielements prediction formula）」（図 1 参照）を考案して，予知連での報告に基づき 1978 年の伊豆大島近海地震の予測確率を試算した 1）．また Cao と安芸 71）は同時期に起こった中国の海城地震や唐山地震などに関して事後的に試算した．決定論的地震予知としては前者が成功，後者が失敗の例として有名であるが，1 日当たりの最終確率は両方とも約 10％であることに留意したい．これらの

図1

多重確率予測式（multi elements prediction formula）

70）
研究に付随して「確率利得（probability gain）」という重要な概念（図 1 参照）が浮き彫りになった．この概念

2.2 永年確率の評価

は，統計地震学の研究で，これまで理論的に散見される．

広域の地震活動のための階層的時空間 ETAS モデル

しかし，その後 40 年も経つのに，確率予測が運用さを提案した 27）,59）,82）,109）．その結果，将来の M6.0 以上のれなかった．これは主に「地震予知」についての希望的

大地震や歴史被害地震（M7 クラス以上）の大地震の目標で，的中率の高い異常現象の発掘を目指したためで，大多数が常時活動度 μ（x,y）の高いところに発生してい圧倒的多くの大地震が不意打ち的に起きる（予知率が低

23）
, 59）
る（図 2 参照）
．大地震の大きさ分布は Gutenberg-い）という結果になったためと考えられる．

Richter（GR）を仮定する 54）,108）．

67

68

地震予知連絡会 50 年のあゆみ

第1部

地震予知連絡会の活動

相対的静穏化が長期間（たとえば数ヶ月以上）に及ぶと , 日本においては , 余震域近辺（たとえば 200km 以内）
で , 6 年以内の期間に , 本震と同規模以上の地震が起きる発生確率利得は , その他の場合より 3 ~ 4 倍以上も高108）い（図 3 参照）．

図2

常時地震活動度の地域性と被害地震

2.3 長期の確率予測
大地震の切迫度を見積るためには地震調査委員会の主要断層破壊の長期予測が参考になる．例えば熊本地震

図 3 大地震の誘発頻度を余震の相対的静穏化で分類をめぐる多重確率予測の試算に使った確率は九州の地域
的な 30 年確率予報を用いた 54）,108）．

2.5 前震の確率予報と検証

Brownian Passage Time（BPT） 更 新 過 程 に 基 づ い「前震かもしれない地震（群）」が実際に「前震」であて，不確定かつ少数の地震発生年代データから更新時

る確率予測を考える．先ずリアルタイムで地震群や孤立間間隔のばらつき度（パラメタα）の不偏推定法を与え地震を定める必要がある．その上で，本震，余震，そし

28）
, 60）
, 64）
, 101）

たて前震の定義を定める．そして前震を識別するために，

更新時間の不確定なデータのもと，予測の精度を従来

群の先頭地震の緯度・経度，群内マグニチュード列の増の手法などと比較検証した結果，事後分布のベイズ予測

減，群内の地震同士の時間および空間集中度を考慮し，．

が最も良い精度をもつ．

今後，より大きな地震が起きる確率を算定する 31）,34）,55）,64）．そのような学習期間を経て，予測期間に順

58）
, 63）
, 69）
, 72）

2.4 中期の確率予測
大地震が連発するのは珍しくない．日本に於ける各々次確率予測すると，推定された確率と実際の適中率は概の大地震について，その後に起きた全ての大地震とのね整合して有意である結果が得られている 34）,63）,69）,85）．

8）
, 45）
,
時間差と距離を重ね合わせてプロット（図 3 参照）

独立な GR マグニチュード列で時空間 ETAS 合成デー

108）

すると，近傍に別の大地震が起きる頻度（単位面積

タを生成したものより気象庁（JMA）カタログ実データ

当たり）は遠方のどこかに起きる場合より数倍高くなっの方が前震予測の実験結果で卓越している 69）,92）．さらている．これらはストレス変化や地震動による地震の誘に JMA カタログの実マグニチュード列から生成した時発現象を示唆している．ΔCFS（Coulomb failure stress）

空間 ETAS 合成データの場合の方が，独立な GR マグニの空間分布は誘発や静穏化の場所に関する参考にな

チュード列で生成された時空間 ETAS 合成データより卓る．

越している 92）．

6）
, 7）
, 12）
, 14）
, 16）
, 17）
, 19）
, 46）

一般に或る地域で有意な地震活動の異常（静穏化なまた，前震のマグニチュード列の確率予測列は，独立ど）を検出しても，そのうち何 % が，どれくらい経っの GR 則（b = 0.9）に基づく予測列より勝れていると評て，どの辺りの大地震発生に結びつくか，予測は現状価された 55）,62）,69）．

では難しい．しかし余震活動に静穏化が検出されたと2.6 余震確率予報

き，以下のような経験則が参考になる．すなわ

本震後 1 日のうちに，大きな余震は全体の半分ほど

ち途中から余震頻度が ETAS モデルの予測発生率に比起きている．連鎖するかもしれない大地震も半分ほどべて有意に少なくなる現象（相対的静穏化）は 45% ほの確率で起きる．したがって，データ取得の悪条件に

どの余震列で認められ，これは特に珍しくない．しも関わらず，できるだけ早い機会の予報は被災地で切かし近辺で別の大きな地震が起こる確率は，余震活動望される．このために余震のマグニチュードの GR 式とが ETAS で順調に推移している場合より，高くなる．

大森宇津の余震減衰公式に併せて，時間経過とともに

8）
, 45）
, 108）

98）

地震予知連絡会 50 年のあゆみ

改善する余震の検知率（欠測率）のモデルを考え提案

第3章

地震予知連絡会構成機関等の活動（この 10 年を振り返って）に説明した．

．これによると本震の規模を超

兵庫県南部地震による丹波地域や和歌山地域の地震える確率も予測できる．また，大森宇津式の代わりに活動の活発化，浜名湖直下のスロースリップによる中部

ETAS モデルで将来の余震列のシミュレーションを繰り近畿地方各地の静穏化や活発化など，地震後すべりや間返すことによる，余震活動の中期確率予測法を提案し欠的なすべり運動も，周辺部の地震活動の相対的静穏化

した

た

10）
, 48）
, 75）
, 87）
, 96）
, 102）, 107）

49）, 96）, 102）, 103）, 117）や活発化を可視化した 5）．それらの異常変化とすべりに

最近，防災科学技術研究所と協力して Hi-net の自動よる CFS 変化の増減パタンとは良く一致する．

．

処理震源を使ったリアルタイム余震確率予測システムを

プレート境界域のスロー地震域付近（房総沖，
茨城沖，

開発し，本震の 3 時間後から予測を開始している．これNZ ヒクランギ沖など）での ETAS モデルによる地震活は，編集された JMA データに基づくものに比べて遜色動の異常解析や，非定常 ETAS モデルで群発地震活動ない精度で機能していること，さらに本震発生以前に求が検出され 69）,90）,93）,100），これらに対応した GNSS 測地

められている標準（generic）予測モデルより有意に有効

時系列の異常変化が良く対応している 69）．GNSS 測地時であることを示した 53）,58）,66）,69）,113）．これまでの 10 例ほ系列の異常変化とスロー地震，群発地震などの相互関係

どの予測から，本震（と思われていた地震）よりも大きが指摘されている 69）,100）な地震（2016 年熊本地震や 2019 年 California Ridgecrest

3.3 伊豆東方沖の群発地震活動の推移の予測 51）, 69）,105）地震）の確率予測は，それなりに大きな確率であり，前伊豆東方沖における群発地震発生領域では総地震発震予測としても大いに参考になる．

生数とマグマ貫入量の指標となる地殻内体積歪みの観測

同様に，震災地域と周辺部の各地点で，本震直後から量との有意な相関関係が知られている．非定常 ETAS モの連続地震計記録の極大振幅（分割小時間区間の最大デルを用いて伊豆東方沖の群発地震活動を解析したとこ

振幅）列から確率的な極大振幅予測を考えた．

ろ，地震活動度の変動よりも常時地震活動強度の変動の69）

方が体積歪みの変動に対して勝れて高い相関を持つ．こ３．各種異常現象の統計的研究

こで体積歪みの変動データは気圧，潮汐，降水量の影響

3.1 余震活動の 時空間的変化とパタン異常を取り去り補正した上でコサイスミックな短期変動量を

時間 ETAS モデルや階層的時取り除いたものである．そこで，先行する補正済みの体による時空間余震予測

積歪みの観測量時系列から ETAS モデルの常時地震活を回顧的に実行した．下限マグニチュードが十分であれ動強度を予測し，そのうえで群発地震の頻度の予測へとば，リアルタイムで逐次予測できる状態である．

繋げるモデルを提案した．したがって，群発地震の開始

空間 ETAS モデル

6）
, 7）
, 9）
, 12）
, 14）
, 16）
, 17）
, 19）
, 104）

58）
, 61）
, 68）
, 69）
, 114）

余震活動の時間送りを大森宇津式で伸縮変換（大森位置が分かれば，同一の応答関数によって，体積ひずみ

宇津式の積分曲線で時間座標を変換）し，余震群内の計変化データから半日程経った常時地震活動度が精度

時空間的分布を見ると，余震域全域で一様な発生経緯を良く予測できる．

示す場合もあるが，各部分領域で全く異なったパタンの3.4 小繰り返し地震の統計モデル．特に，大きな余震がプレート境界面の各スポットで発生する小繰り返し地

発生する前には局所的な静穏化・活発化パタンや震源移震に対し，ストレスの蓄積・解放を BPT 過程として時動をすることがある．このようなパタン異常は局所的な空間モデルに発展させた 43）,44）,94）,101）,106）．過剰な適合をslow slip などが余震域の中でも起きている可能性がある

避けるために，時間変動や空間変動の平滑性や不連続性ことを示す．

について最適なモデルは ABIC 最小化法に従った 43）,94）．

こともある

18）
, 24）
, 41）
, 52）
, 78）
, 80）
, 104）, 109）

特に，北日本太平洋沖のプレート境界で観測された小繰

3.2 地殻変動異常
或る断層ですべり運動があったとすると，GEONET

り返し地震に当てはめた結果，大地震の前と後の準静的

時系列データで，それに見合った測地学的変化がある．

すべり，相対的な固着域など，それぞれの特徴的な時空

通常では観測基線距離の縮みまたは伸び率が一定であ間変化を捉えている 106）．本モデルは GEONET 観測網ることが期待されるが，内陸の被害地震（2004 年中越から離れた沖合の海洋底下におけるプレート境界での固，2007 年中越着域と応力場の変動の可視化でモニタリングに有用と考沖地震 22）,83），2007 年福岡県西方沖地震 13）,19）,79），2006

地震，2007 年能登半島地震

えられる．今後，小繰り返し地震の近傍の中小地震によ

年千島沖列島の余震活動 20）,24）,80） 2008 年岩手・宮城内

る地震時の変化と前後のゆっくり滑りを適切に分離する

陸地震という課題がある．

11）
, 19）
, 77）

21）
, 83）

）や 2013 年北淡地震の最大余震

25）
, 29）
, 81）

の事

41）

前に系統的なずれが生じた．これらの異常をターゲット
断層内の前駆的なすべりと周辺の地震活動異常で整合的3.5 マグニチュードの時系列
大地震の永年確率を求める際や，CSEP における地震

69

70

地震予知連絡会 50 年のあゆみ

第1部

地震予知連絡会の活動

活動予測モデルでは，全域及び全期間にわたって同一のさを予め現在のデータのみで推定できる 50）,97）．例えば，

b 値の GR 則に基づく独立分布系列が仮定されている．

最適な前震予測式の構成に多用されている 63）,69）,72）．

しかし b 値や非 GR マグニチュード分布は地震活動の履筆者らが前震予測計算式 72）,99）を提案してから 17 年

歴などに依存する可能性がある 62）,69）,114）．これらをどの経った時点で，東北地方太平洋沖地震とその顕著な前震ように活用して，勝れた予測につなげるかの課題が残る（本震）
活動を含む確率予測を検証した 34）,69）,85）．最大地震
が特に大きい（M ≧ 6.5）地震群だけを選び出すと，群

．

114）

3.6 地震発生データと異常時系列との因果関係モデル

れの初期の段階における前震の識別確率は一層明瞭で

従来から地震統計学の分野で議論されているものとしある 34）,85）．3.5 節のマグニチュード列独立性のテスト 62）,て，地震発生の周期性（季節性や潮汐周期など）や地域

も前震予測を検証する．

69）

的関連性などがある．これらの統計解析のために，地震
活動の連鎖続発性を組み込んだ点過程モデルが有効で
ある

．

3）
, 69）
, 74）
, 98）
, 99）
, 109）

４．大地震前後の地震活動の統計的解析
4.1 2008 年岩手宮城内陸地震前の東北地方の地震活動

特に，地域的関連性を調べた点過程モデルは，各種異2008 年 6 月 14 日の岩手 ･ 宮城内陸部地震（M7.2）に常現象の発生の地震発生への統計的因果関係を議論し，先立つ 10 年間余りの東北地方の地震活動の相対的静穏前兆現象たりうるか否かの有意性や時間遅れを調べるこ化を報告した 25）,81）．震源断層内の前駆すべりを仮定しとにも応用できる．例えば 1982 年から 16 年間にわたるて，東北地方と周辺部でのクーロン破壊応力の増減に基中国北京市付近における日別地電位異常強度データが地づいて対応する地震活動の異常変化の説明を試みた．因震発生（M4 以上）の前兆たりうるかを AIC によるモデ

みに東北地方沖合にも見られた広域地震活動異常パタン

ル適合度比較によって確かめた 3）,72）,95）,99）．電位異常強

25）
, 81）

度データを考慮したほうが地震活動の良い予測を得られた可能性がある（4.3 節参照）．

たが，ETAS に比べた確率利得は高々数倍である．
3.7 確率予測や警告型予測の評価法
地震予測可能性の研究には，予測結果が客観的に評価できることが必要不可欠である．確率の数値予測を出は 2011 年東北沖 M9 地震の前駆的活動異常であっ

また M7.2 断層モデルの西部直近の領域で約 1 年前から地震活動が顕著に活発化し，対応する GPS 基線距離
異常から，すべりは断層深部延長部に移動したものと考えた 29）,81）．

すことが難しい場合の警告型の予測（二値予測）でも，余震域の北緯 39 度付近の高密度クラスターは本震の予測結果を評価するための Molchan diagram や ROC 曲

数日後にかなり低くなって，対応するように近隣 GNSS

線などのグラフ法やギャンブルスコア法が提案されてい観測点の地震後変位は加速されたように見える 78）．

る．これらにも地震の大きさや活動度の経験的な基準確全体の余震活動は東北沖地震後，相対的静穏化した．

率（相場）の設定が不可欠である．ギャンブルスコア法

4.2 2
 009 年 8 月駿河湾の地震の余震活動と静岡県中は相場に基づいた公平な賭けのもと，警告型予測の成功

西部地域の地震活動 26）

または失敗の結果の得失スコアを比較する評価法である

駿河湾の地震（M6.5）
が 2009 年 8 月 11 日に発生したが，

30）
, 91）
, 97）

．基準確率としては，GR 則を地震の大きさの出

その後の余震活動を調べた．さらに想定東海地震の震源現頻度とし，時間・空間に一様な地震発生モデル（定常域を含む静岡県中西部における 1995 年以来の 15 年弱のポアソン過程）が考えられている．しかし，より現実的

地震活動の経緯を調べた．各地域の地震（余震）活動に，地震活動度に合わせた空間非一様なポアソン過程やに ETAS モデルをあてはめ，有意な活動変化があるか否

地震の連鎖続発過程（例えば ETAS）などを基準モデルかを確かめ，その時空間変化を調べた．その上で，地震に設定すると，従来の警告型予測が良い評価を得るのは活動の変化を調和的に説明できる地殻変動のシナリオを難しくなる 97）．

考えた．

確率予測では，滅多に起こらない大地震と発生頻度の4.3 2011 年 3 月 11 日の東北地方太平洋沖地震

高い中小の地震では，予測が当たった場合でも外れた場

顕著な前震活動は 3 月初めに始まり，3 月 9 日の M7.3

合でも評価値が大きく違う．地震活動度による地域差も

最大前震の後の余震活動（M ≧ 4.0）は 3 月 11 日の M9

評価に関わる．先ず各地域の地震活動に適合した経験的の地震まで大森宇津式で良く当てはまったが，p 値は有な基準予測を確立する必要がある．かくして確率予測の意に 1 より小さく b 値も極めて低かった 32, 85）．そして M9成績を測るスコアとして情報利得 50）,88）,97）,109）が合理的で本震が起きると，この余震領域での減衰は極端に静穏化ある．

した 32）．M9 地震までの活動を大森宇津式でデトレンド

もし将来に地震活動に構造的変化がなければ，赤池情報量規準 AIC や ABIC は提案モデルの将来の予測の良した変換時間に対する経度や緯度の時空間パタン（3.1 節）は甚だしく非一様であり顕著な震源移動があった 32）．

地震予知連絡会 50 年のあゆみ

沖縄奄美諸島を除く全日本の 1926 年から M9 の地震

第3章

地震予知連絡会構成機関等の活動（この 10 年を振り返って）

4.5 2016 年熊本地震

時までの M5 以上の地震データを確率的除群化で常時地余震域と周辺部での本震発生前における地震活動の震を得たところ，M9 地震までの 10 年間，日本周辺全多様性の詳細を定常 ETAS モデル，
非定常 ETAS モデル，域で常時地震が疎らになった 32）．

およびマグニチュード頻度のモデルを用いて解析検討し2008 年岩手宮城県内陸地震の前の東北地方と沖合の各地域に見られた地震活動異常パタン

は，宮城・

25）
, 81）

た．
異 な る 方 法 で M6.5 熊 本 地 震 の「 余 震 活 動 」 か ら

福島県沖の広域スロースリップに基づく地震活動の異常

M7.0 以上の本震が起こる予測確率を求めた．M6.5 熊本

パタンと極めて良く似ている（文献 32 の 7 図）
．従って，地震の余震の M7.3 地震前の前震確率 55）,114） は概ね 5%

これらの地震活動異常は M9 地震の前駆的活動異常で以上である．これに比べて M7.3 地震や 2005 年 M7.0 福あった可能性がある．

岡県西方沖地震や 2015 年 M7.1 年鹿児島県西方沖地震

1923 年以降の東北地域の M5 以上の地震活動を ETAS
モデルで当てはめ，M9 の M5 以上の累積余震数と比較のような本震 - 余震型系列は 3％以下の低い前震確率を与えている．

すると，ほぼ予測どおりである．しかし 1997 年 10 月の早期余震予測を実施し 113），欠測を考慮した ETAS モ

震源の一元化以降のターゲット期間の当てはめだと累積

デルのパラメタ推定法を提案した 111）．CSEP 日本で検余震数は ETAS 予測の 2 倍ほどになる 36）．後者の場合

証実施中の同一の階層的時空間 ETAS モデルによる予は一元化からの期間での広域静穏化のためであると考え測の高精度動画を示した 114）．

られる．

余震域には主に深さ方向に非一様な b 値分布が見ら32）

東北地方太平洋沖地震の余震活動 36）を大森宇津式でデトレンドした時空間分布で比べた 33）．

4.6 2
 016 年 4 月 1 日三重県南東沖の地震（M6.1）にまた東北沖 M9 地震から静的および動的に誘発された内陸地震の余震活動を調べた 33）,35）,38）,90）．誘発による日
本列島れる 55）,56）,65）,110）．
続く群発地震活動 57）
JMA 震源カタログと，地震波形データから Matchedや東北地方および糸Filter 法で再決定した震源データによる，非定常 ETAS

魚川静岡構造帯における将来の大地震の長期的発生確モデルによる解析や非定常 b 値解析を行った．いずれの率の増加について GR 則を仮定して推定した 35）．

データでも震源の拡散や移動が見られ，本震と誘発群発，南関東（首都圏）

38）

38）
, 68）

M9 余震活動の一環として，2012 年 12 月 7 日に三陸地震がプレート境界で起きたことを示唆している．

沖で M7.3，2013 年 10 月 26 日に M7.1 の，アウターラ

その後，南海トラフの巨大地震との関係として短期的イズ領域と近辺で正断層型の地震が起きた．M9 余震

な影響は見られなかった．西南日本における地震活動異データには部分的に 2012 年 8 月頃から夫々に相対的な常としては，昭和の東南海地震や南海地震前後の回顧的静穏化がみられ，これらはプレート境界深部でのゆっくな地震活動解析 4）,73）が参考になるかもしれない．

り滑りを仮定すれば，ストレスシャドウで活動低下の説

4.7 2013 年 4 月 13 日淡路島付近の地震 41）

明ができる 47）．因みに，同様なスロースリップで正断層

1995 年兵庫県南部地震（M7.2）の震源域における余型の 1933 年三陸沖地震（M8.3）前の地震活動の静穏化

震活動は数年後僅かながら活発化していた 39）が，M7.2

について再考した．

本震後の同地域内の余震活動を 5 年後まで ETAS モデ

4.4 2016 年鳥取県中部の地震前後の活動

58）

ルで当てはめ，淡路島付近の地震（M6.3）まで予測をM6.6 鳥取県中部地震の約 1 ヵ月前からの地震活動に延長すると相対的な活発化が顕著に見える．ETAS 変換

ついて前震の確率を求めた．内陸部にしては高い確率で，時間に関する余震活動の時空間図では余震域が拡大（活本震後低下した．

発化）し，北東端で最大余震（M5.1）が発生し，南西

余震確率の早期予報の推移が Hi-net 震源カタログ

端への拡張（活発化）の後に淡路島付近の地震（M6.3）

で良く予測できている．また ETAS モデルでのシミュが発生している．この経緯について，淡路島付近の地震

レーションによる余震活動の中期予測を試みた．さらにの断層深部延長部ですべりがあったものと仮定して余震

CSEP 日本で検証中の階層的時空間 ETAS モデルによる活動域の CFS 増加を調べ，余震活発化との整合性を確

確率予測動画を高精度版で示した．
前震本震余震活動を ETAS モデルで解析した．活動度の推移は ETAS モデルで良くあてはまるが，9 月の前
震活動は北西方向に移動，M4.2 で始まる前震は深い方向に移動，余震活動は西方に拡散している．

認した．さらに，同すべりによる地表の変動方向を描き，GNSS 観測点と繋がる GEONET の基線長の時系列を調べた．
余震活動は，5 月 26 日現在，M1 以上では順調に推移しているように見える 46）．

71

72

地震予知連絡会 50 年のあゆみ

第1部

地震予知連絡会の活動

異常事象を検出する作業が求められる．そのうえで異常4.8  2018 年大阪北部の地震 66）
余震活動のリアルタイム予測システム

で本震の 3113）

時間後から予測を実施した．

を解析するため，時空間的な危険度や切迫度の変化をモ

4.9 2018 年北海道胆振東部地震
Hi-net 自動処理震源によるリアルタイム予測システム
で本震の 3 時間後から予測を実施した．

66）, 113）

余震域と周辺部での本震発生前後における地震活動
を ETAS モデル，非定常 ETAS モデルなどを用いて詳細に解析した事象が大地震の前兆たり得るのかを統計的に識別し予知率を高める．異常事象と大地震発生との統計的因果関係．特に余震活動の常時地震活動強度67）, 116）

が一時的に 10 倍近く急増し，その後回復している . こ
れに対応して余震群の南端で「群発型」活動が認められる．
余震空間分布には主に深さ方向に非一様な b 値分布が見られる．

デル化して確率的予測に結びつける．そのために確率点
過程 98,109） の考え方が重要である．一種類の異常事象だ
けでは十分大きな確率利得や的中率で予測できないかも知れないが，幾種類かの異常事象が観測されれば，確率予測の実用化が拓かれると考える．
2 節ではその骨子を概説し，解説論文 93）,98）,109）に取りまとめた．予知率を高めるための異常現象の検出例や方法を異なる観点から 3 節と 4 節に記述したが，異常事象のリアルタイム監視ができる様になるには数多くの課題がある．
（尾形 良彦）4.10 関東地方直下の地震予測
100km 深までの地震活動を解析，予測するために，階層的時空間 ETAS を 3 次元空間に拡張し，さらに M9 東北沖地震の影響を考慮した．関東直下では三つ

68）, 112）, 115）のプレートが重なって，諸パラメタの空間変化は極めて非均質であるが，
特に常時地震活動度は大地震の予測に，
余震生産性パラメタは短期予測にとって，特徴的パタンを示し，予測の重要な位置情報になる．1926 ~ 2016 年
で JMA データ（M ≧ 4）をあてはめた本モデルを使って，3 次元時空間地震活動の予測結果を示した．一例として，
2018 年 6 月時点に予測した結果は，その後 1 年に起きた M ≧ 3 の地震発生位置と比べると良好である．
4.11 2
 004 年 12 月 M9.1 スマトラ地震に先行した地震発生率の変化について

40）
, 89）

2004 年 12 月 26 日の M9.1 スマトラ地震の前まで，ス
マトラ · アンダマン諸島地域における広域地震活動を1973 年からの期間で調べた．全期間を通じて同じパラ
メタの定常な ETAS モデルより，ある変化時点を境にして異なるパラメタの ETAS モデル（two-stage ETAS
model）を当てはめた場合がデータに良く適合した．しかし USGS の NEIC の震源カタログと ISC カタログでは矛盾した結論になる．前者のデータでは相対的に活発化し，後者では相対的に静穏化した．原因と考えられる
ことは包括的核実験禁止条約（CTBT）に基づく国際デー
タセンター（IDC）のデータの扱いにあると考えられる．
NEIC は非採用であったが，ISC カタログは IDC データを含めたために，マグニチュード偏移が起きたと考えら
れる．
５．おわりに歴史的記録や地球物理学や地質学の知見に基づいた
数々の地震シナリオに加えて，各種観測データに適合した統計モデルを開発し，それを基準に使ってデータから

参考文献
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3）異常現象データと地震発生の相関解析および複合
危険度予測 : 北京付近における日別地電位異常強度
データ（1982-1997）を例として，66（10-4）, 562-570,
2001.
4）1944 東南海地震および 1946 南海地震前後の地震活動の変化について，70（7-3）, 378-383, 2003.
5）統計的時空間モデルで検出された中部・近畿地方の地震活動の変化（1995-2001）, 70（6-3）, 361-363, 2003.

6）2003 年宮城県北部の前震活動と余震活動および周辺部の地震活動の統計解析，71（2-12）, 260-267,
2004.

7）宮城県沖プレート境界型大地震までの東北地方における地震活動，71（2-13）, 268-278, 2004.
8）静的トリガリングと統計，72（11-7）, 631-637, 2004
9）2003 年十勝沖地震（M8.0）前後の北日本における地震活動の特徴について，72（2-7）, 110-117, 2004.
10）地震検出率と b 値の同時推定と余震の確率予測，
73（11-10）, 666-669, 2005.

11）2004 年新潟県中越地震（M6.8）の余震活動の特徴と地震前の周辺部における地震活動の特徴について，73（7-4）, 327-331, 2005.
12）2003 年十勝沖地震（M8.0）と 2004 年釧路沖の地震（M7.1）の余震活動および北海道東部の内陸地震活動の特徴について，74（2-6）, 83-88, 2005.
13） 2005 年福岡県西方沖の地震（M7.0）前の九州地方
及び付近における中期的な地震活動の特徴につい地震予知連絡会 50 年のあゆみて，74（10-18）, 523-528, 2005.
14）福 岡 県 西 方 沖 の 余 震 活 動 に つ い て： 最 大 余 震（M5.8）以前に報告された相対的静穏化と余震域をストレスシャドウにするような前駆すべりのシナリ
オ，74（10-19）, 529-535, 2005.
15）近年の顕著な地震の余震活動について，75（11-4）,
593-597, 2006.
16）活動域における顕著な余震活動とそれまでの常時
地震活動の様式との比較について，75（11-5）, 598601, 2006.
17）2005 年 8 月 16 日の宮城県沖地震（M7.2）の周辺
部の活 動と余 震 活 動について，75（3-6）, 129-131,
2006.
18）余震活動の時空間的異常とストレス変化の空間分
布，76（11-1）, 590-597, 2006.
19）地震活動異常と地殼変動異常 2004 年中越地震と第3章

地震予知連絡会構成機関等の活動（この 10 年を振り返って）34）前震の確率予報の実施と評価： 東北地方太平洋沖地震までの 15 年間，86（3-18）, 123-125, 2011.
35）東北地方太平洋沖地震の余震活動と松本付近の誘発地震活動，87（12-13）, 546-553, 2012.
36）東北地方太平洋沖地震の余震活動，88（3-3）,100-103,2012.

37）東北地方太平洋沖地震によって誘発された地域の地震活動の長期確率予測，88（3-2）, 92-99, 2012.
38）東北地方太平洋沖地震によって誘発された日本列島の中長期確率予測の時空間分布，88（1-6）, 35-39,
2012.
39）1995 年兵庫県南部地震によって誘発された地震活動の遡及的予測と解析，89（8-2）, 278-281, 2013.
40）2004 年 M9.1 スマトラ地震に先行した地震発生率の変化について，89（12-11）, 432-440, 2013.
41）2013 年 4 月 13 日淡路島付近の地震（M6.3）までに

2005 年福岡県西方沖の地震の前の中期的変化につ至る兵庫県南部地震の余震活動などの異常変化つ

いて，77（11-4）, 452-459, 2007.

いて，90（8-3）, 352-355, 2013.

20）千島列島沖の地震活動の時空間パタンとストレス変化，78（2-3）, 60-66. 2007.
21）能登半島周辺の地震活動と地殻変動について，78（7-11）, 399-404, 2007.

22）2007 年中越沖地震の余震活動および周辺部の地震
活動と地殻変動について，79（7-3）, 345-352, 2007.
23）最近 30 年の大地震発生と指定地域について，79（12-1）, 623-625, 2008.
24）2006 年千島列島沖地震の余震活動の時空間変化とストレス変化 －アウターライズ地震の前駆すべりの可能性－，80（12-5）, 562-567, 2008.
25）2008 年岩手・宮城内陸地震前の東北地方の地震活動について，82（3-5）, 96-105, 2008.
26）2009 年 8 月駿河湾の地震の余震活動と静岡県中西部地域の地震活動，83（6-4）, 231-236, 2009.
27）b 値と ETAS モデルにもとづく日本列島の標準的地
震発生予測，83（1-2）, 5-8, 2010.
28）活断層のずれ情報を利用した BPT 過程の事前分布によるベイズ型予測について，84（11-11）, 231-236,
2010.
29）2008 年岩手宮城内陸地震前の断層南部周辺の地殻変動について，84（3-5）, 93-97, 2010.
30）警報型地震予測の性能評価法について，85（12-7）,
451-452, 2011.
31）前震の確率予報の実施，85（12-4）, 440-444, 2011.
32）東北地方太平洋沖地震の前震活動と広域的静穏化について，86（3-20）, 134-141, 2011.
33）東北地方太平洋沖地震の余震と連鎖地震，86（3-19）,
126-133, 2011.

42）東 北 地 方 太 平 洋 沖 地 震 の 余 震 活 動（2011.3.11 2013.2.2）, 90（3-2）, 104-108, 2013.

43）時空間非定常 BPT モデルと北日本太平洋沖沈み込
み帯の小繰り返し地震（1993.7.15 - 2011.3.10）の解析例（1）, 90（2-2）, 49-53, 2013.

44）時空間非定常 BPT モデルによる北日本太平洋沖沈み込み帯の小繰り返し地震（1993.7.15 - 2011.3.10）の解析例（2）－特に主要地震の前と後の変化について－，90（2-3）, 54-57, 2013.
45）大 地 震の確 率予測と統 計モデル，91（12-6）, 387395, 2013.
46）2013 年 4 月 13 日淡路島の地震（M6.3）の余震活動（2011.4.13–2013.11.8）, 91（8-3）, 267-268, 2014.

47）東北地方太平洋沖地震のアウターライズ周辺での余震活動について（2011.3.11–2013.10.26）, 91（3-3）,

72-76, 2014.

48）本震直後の余震のリアルタイム確率予測，91（3-2）,
66-71, 2014.
49）ETAS モ デ ル に よ る 余 震 の 確 率 予 測，92（11-2）,
386-389, 2014.
50）常時地震活動・余震・誘発地震の予測能力と評価，
93（12-7）, 415-426, 201551）伊豆東部の群発地震活動の推移の短期予測について，94（5-1）, 136-144, 2015.
52）統計モデルによる地震活動異常のモニタリング，94（12-8）, 412-423, 2015.

53）2016 年 熊 本 地 震 の 余 震 の 確 率 予 測，96（12-24）,
662-667, 2016.
54）熊本 M7.3 地震の確率予測の試算，96（12-23）, 658-73

74

地震予知連絡会 50 年のあゆみ

第1部

地震予知連絡会の活動

661, 2016.
55）2016 年熊本地震（M7.3）の前震確率予測について，
96（12-22）, 652-657, 2016.

great earthquakes near the Nankai trough, J. Geophys.
Res., 109, B4, B04305,

		doi:10.1029/2003JB002634.

56）2016 年熊本地震前の九州地域の地震活動および余74）Zhuang J., Vere-Jones D., Guan H., Ogata Y. and Ma

震活動の統計的モニタリング，96（12-21）, 642-651,

L. 2005. Preliminary analysis of observations on the2016.

ultra-low frequency electric field in a region around57）2016 年 4 月 1 日三重県南東沖の地震（M6.1）に続く
群発地震活動の統計解析，96（8-5）, 304-310, 2016.
58）2016 年鳥取県中部の地震（M6.6）前後の活動について，97（9-7）, 368-374, 2017.
59）日本列島内陸部の常時地震活動度について，97（1-3）,
9-12, 2017.

Beijing. PAGeoph., 162, 1367-1396,

		doi:10.1007/s00024-004-2674-3（with data）.
75）Ogata, Y. and Katsura, K. 2006. Immediate andupdated forecasting of aftershock hazard, Geophys.
Res. Lett., 33, 10, L10305,

		doi:10.1029/2006GL025888.

60）最新の活断層カタログに基づく BPT 予測，98（11-5）,76）Ogata, Y. 2006. Monitoring of anomaly in the61）2016 年熊本地震の余震活動について 98（10-3）, 386-

off coast of the western Fukuoka, Japan, by the ETAS

443-448, 2017.

391, 2017.

62）次の地震のマグニチュード予測と評価 99（12-10）,
452-455, 2018.

63）マグニチュードと時空間情報に基づく前震確率評価
モデルの識別性能，99（12-9）, 446-451, 2018.
64）BPT モデルの共通のばらつきパラメタの推定とベイズ型予測，100（11-2）, 350-355, 2018.
65）点過程モデルによる熊本地震前後の地震活動の解析，100（12-6）, 397-404, 2018.
66） 2018 年大阪北部及び胆振地方の地震に対するリア
リタイム余震確率予測，101（8-18）, 407-410, 2019.
67）北海道胆振東部地震の余震活動の特徴について，
101（2-7）, 73-77, 2019.

68）首都圏直下の三次元地震活動の時空間統計モデルと詳細予測，102（4-5）, 123-116, 2019.

aftershock sequence of the 2005 earthquake of M7.0
model, Geophys. Res. Lett., 33, 1, L01303,

		doi:10.1029/2005GL024405.

77）Ogata, Y. 2007. Seismicity and geodetic anomalies
in a wide area preceding the Niigata-Ken-Chuetsu
earthquake of 23）
October 2004, central Japan, J.
Geophys. Res., 112, B10301,

		doi:10.1029/2006JB004697.

78）Ogata, Y. 2010a. Space-time heterogeneity inaftershock activity, Geophys. J. Int., 181（3）, 1575-1592,

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79）Ogata, Y. 2010b. Anomalies of seismic activity andtransient crustal deformations preceding the 2005
M7.0 earthquake west of Fukuoka, PAGeophys., 167

（8-9）
,

		doi:10.1007/s00024-010-0096-y.

69）第 225 回地震予知連絡会重点検討課題「予測実験80）Ogata, Y. and Toda, S. 2010. Bridging greatの試行 06」リアルタイム短期予測の実施と評価に

earthquake doublets through silent slip: On- and off-

ついて，2019 年 11 月 .

fault aftershocks of the 2006 Kuril Island subduction
earthquake toggled by a slow slip on the outer rise

その他の論文誌 :normal fault the 2007 great earthquake, J. Geophys.

70）Aki, K. 1981. Earthquake Prediction（Maurice Ewing

Res., 115, B06318,

Series, 4）, eds. D. W. Simpson and P. G. Richards,		doi:10.1029/2009JB006777.

Washington, D.C.: American Geophysical Union,81）Kumazawa, T., Ogata, Y. and Toda, S. 2010.

566.4）．

Precursory seismic anomalies and transient crustal71）Cao, T, and Aki, K. 1983. Assigning preobability gain

deformation prior to the 2008 Mw = 6.9 Iwate-Miyagi

for precursors of four large Chinese earthquakes, J.

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72）Ogata, Y., Utsu, T. and K. Katsura, 1996, Statistical
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83）Ogata, Y. 2011. Pre-seismic anomalies in seismicity

第3章

地震予知連絡会構成機関等の活動（この 10 年を振り返って）

gambling perspective to compare probabilistic
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75

76

地震予知連絡会 50 年のあゆみ

第1部

地震予知連絡会の活動

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