# 土砂災害を起因とした化学物質流出事故のリスク評価 と対策の費用便益分析*

Risk Assessment and Cost-benefit Analysis of the Countermeasure
of Chemical Release Accident Triggered by Landslides
}

森口 暢人**，伊藤 理彩 ${ }^{* * *}$, 東海 明宏***
}

Nobuto MORIGUCHI, Lisa ITO, and Akihiro TOKAI

\begin{abstract}
In Japan, landslides have tended to increase along with an increase of precipitation; therefore, the damage to industrial and economic activities due to landslides should be concerned. However, previous research on Natural-hazard triggered technological accidents (Natech) has not been focused on landslides. Considering such backgrounds, we established a landslide risk assessment method for industrial facilities and conducted the cost-benefit analysis for the countermeasure option. Specifically, we picked up an industrial facility handling chemical substances located in the landslide hazard-prone area and also evaluated the health risk caused by the chemical release accident triggered by the landslide. Here, we selected n-hexane as a target chemical substance and calculated the atmospheric concentration after the accident. We calculated construction costs for countermeasure and accident costs such as compensations under the assumed scenario based on the Acute Exposure Guideline Level. The results showed that compensation for victims accounted for about $97 \%$ of the accident costs and efficiency of proactive countermeasures considering the cost-benefit ratio.
\end{abstract}

Key Words: Chemical release, Landslide, Natech, Countermeasure, Cost-benefit analysis
## 1. はじめに

近年，日本では自然災害を起因とした化学物質流出事故や工場の爆発事故など，複数の産業事故 が発生し，大きな被害をもたらしている（厚生労働省，2011; 北後，2019）。このような自然災害を 起因とした産業事故は Natural-hazard triggered technological accidents (Natech) と呼ばれ, 国際的 に研究が進められている（例, Suarez-Paba et al., 2019; Mesa-Gómez et al., 2020)。Natech研究が対象としている災害は地震や津波, 噴火, 土砂災害
など地質に関連する災害と豪雨や竜巻，洪水，雷，異常気温など気象に関連する災害の大きく2 つに分かれる。その中でも地震はNatech研究の 初期から注目されており，近年は気候変動に対す る注目から洪水や豪雨などの気象災害に関連する 研究がこれまでに発生した事故の分析やリスク削減の観点から進んでいる (Suarez-Paba et al., 2019)。 これらの災害の中でも土砂災害は毎年のように日本各地で発生し，大きな被害をもたらしている。特に近年では, 平成 30 年 7 月豪雨や令和元年台風

19 号，令和 2 年 7 月豪雨などの記録的な降雨事象 を起因とした土砂災害が頻繁に発生しており， 2018年の土砂災害発生件数は1982年の集計開始以来最多の3,459件となった (国土交通省，2019）。実際に豪雨の増加に同調するように，国内の土砂災害発生件数は増加傾向が見られる（国土交通省，2020a）。このように土砂荻害の発生件数が増加傾向にある中で，日本では人的被害や家屋に対 する被害だけではなく, 産業施設への被害とし て，広島県江田島にある火薬などの生産施設への 被害が実際に確認されている (Kumasaki and King, 2020)。この事例は事前対策として擁壁の補強を 行うことでNatechのような産業事故には至らな かったが (Kumasaki and King, 2020)，土砂災害を 起因とした産業事故が将来的に発生する可能性が あることを示唆している。また，西ヨーロッパの 経済協力開発機構 (OECD) 加盟国では土砂災害に よって原油や石油製品を輸送するパイプラインが 破損し，これらの物質が流出するという事例が確認されている (Girgin and Krausmann, 2015)。

このように自然災害を起因とした産業事故が懸念される中, 日本では国土強勒化基本計画が 2014年6月に閣議決定され，事前防災と減災，迅速な復興復旧の考え方のもと，ナショナル・レジ リエンスの具体化が進められている。同計画の施策分野の1つである環境分野には有害物質の拡散 や流出を防止するための対策や対応体制を構築す ることが明記されており（内閣官房，2018），災害発生時において, 最悪の事態を想定した化学物質流出リスクの評価及び事前対策の立案が求めら れる。さらに，国や地方公共団体，事業者はこの ような産業事故の事前防止対策を限られた予算の 中で実施しなければならない。したがって，合理的な判断を行うためには対策の経済性を定量的に 評価することが必要となる。特にNatechの事前防止対策を評価するためには，自然災害と産業事故という $2 \supset の$ 事象を考慮することが必要であ り，評価に必要な項目や情報を整理することが求 められる。

しかし，土砂災害や噴火，異常気温に関する研究は海外を含めて進んでおらず（例，Suarez-Paba et al., 2019; Cruz and Suarez-Paba, 2019)，土砂荻害 を起因とした数少ないNatech研究の 1 つに Alvarado-Franco et al. (2017) が行った土砂災害を 起因としたパイプライン破損確率の評価モデルの 構築に関する研究があるが，パイプライン破損に
よる化学物質流出リスクの評価は行われていな い。このように現状では，土砂災害を対象とした Natech研究の課題として, 具体的な事故のシナリ オに基づき，産業事故のリスクを定量的に評価し ている事例が少ないことが挙げられる。

そこで本研究では, これまでのNatech研究の 中で定量的なリスク評価が進んでいない災害の 1つであり，日本において増加傾向にある土砂姼害を取り上げ，土砂災害を起因とした化学物質流出事故のリスク評価法を具体的な事例をもとに構築することを目的とする。また，最悪と考えられ るシナリオを想定したリスク評価も行い，そのリ スク評価に基づいた対策の費用便益分析を行うこ とで，評価に必要な項目や情報を整理し，Natech に対する事前対策の評価の一例を示す。

## 2. 研究の枠組み

研究の枠組みを Figure 1 に示す。まず具体的な 事例に基づいたリスク評価を行うため，土砂災害 により被災し，化学物質が流出する可能性のある 事業所を選定した。次に選定した事業所において 想定される事故シナリオを設計し, Areal Locations of Hazardous Atomsphere (ALOHA) Version

Figure 1 Research framework

5.4.7 (US EPA, 2016) を用いて, 化学物質流出によ るヒト健康リスクを評価した。対策の評価では,流出防止対策と土砂災害対策を取り上げた。前者 ではヒト健康リスクをどれくらい減らすことがで きるのかという観点から評価を行い，後者では，選定した対策の施工費用と化学物質流出リスクの 評価結果を踏まえた事故による損失額を算出し，費用便益分析を行うことで対策の経済性を評価し た。

## 3. 対象事業所

土砂妆害により被焱する可能性のある事業所を 選定する際に必要となる情報は，土砂災害が発生 する可能性のある「場」の特性を表す情報と産業施設の情報である。本研究では，前者として土砂災害防止法に基づき各都道府県で作成されてお り，国土数値情報（国土交通省，2020b）において 整備が進んでいる土砂災害警戒区域の情報を用 い, 後者として, 化学物質を取り扱う事業所を示 す情報である Pollutant Release and Transfer Register (PRTR) 制度で収集された事業所の情報を用いた。

## 3.1 対象事業所の選定手順

まず，2007～2016年の土砂災害平均発生件数上位8都道府県を選択した（国土交通省，2018a）。次にArcMap（Esri）を用いて,これらの都道府県 で作成されている土砂災害警戒区域と PRTR届出事業所の位置データから，土砂焱害警戒区域に立地する PRTR届出事業所を抽出した。土砂災害警戒区域の GISデー夕は，デー夕基準日が2019年 8 月1日のデータを国土数値情報から入手した。 PRTR届出事業所の GIS データは2017 年度の独立行政法人・製品評価技術基盤機構（NITE）のデー 夕を用いた（製品評価技術基盤機構，2020）。こ の時点で，選択された 8 都道府県（鹿児島県，新潟県, 神奈川県, 山口県, 島根県, 静岡県, 熊本県, 広島県）OPRTR届出事業所6,308 事業所は 355 事業所まで絞り达まれた。さらにGoogle Map を用いて，i） 事業所内の設備・施設が屋外にあ り，ii）土砂災害警戒区域内に存在し，iii）事業所 の周囲 $100 \mathrm{~m}$ 以内に住宅が存在する事業所を目視 で絞り达んだ。その結果，355事業所から 10 事業所まで絞り达まれた。抽出された 10 事業所から， PRTR届出物質の排出量が最も大きく, 他の事業所と比べて化学物質を多く取り扱っていると考え られる事業所として，新潟県の原油・天然ガス鉱

Figure 2 Target office and surroundings

Table 1 PRTR specified substances of the target office (2018)

業の事業所を選定した (Figure 2)。Figure 2から，事業所内にある屋外貯蔵タンクの1つが土砂災害警戒区域に該当していることがわかる。また，事業所から北へ約 $100 \mathrm{~m}$ のころに住宅地が存在 し, 化学物質が流出した場合, 周辺住民への健康被害が発生する可能性が考えられる。

## 3.2 解析対象の化学物質

対象事業所が排出している PRTR届出物質とそ の2018年度の排出量及びそれぞれの物質の大気分布割合を Table 1 に示す（環境省，2002，2003， 2020）。対象事業所は Table 1 に示す物質を全て大気へ排出している。また, これらの物質の大気分布割合は全て $90.0 \%$ 以上であることから (Table 1),化学物質が流出した場合，大気へ拡散し，従業員 や周辺住民に対する曝露が考えられる。本研究で は，対象事業所が排出している物質の中で最も排出量が大きいノルマルヘキサンが土砂災害警戒区域に該当するタンクに貯蔵されていると仮定し た。

## 4. 方法

## 4.1 化学物質流出リスクの評価

## 4.1.1 事故シナリオの全体設計

事故シナリオの全体像を Figure 3 に示す。事故 シナリオとして, 屋外貯蔵タンクが土砂災害に

Figure 3 Accident scenarios

よって破損し, タンク内の化学物質が流出するシ ナリオを想定した。近年降雨の増加とともに土砂災害の発生件数が増加傾向にあることを踏まえ （国土交通省，2020a），土砂災害の発生要因とし て，降雨を想定した。また本研究では事前対策と して，斜面の崩壊を防ぐための土砂災害対策を取 り上げた。本対策を導入していた場合は土砂災害 が発生せず，設備・人的被害は発生しないとし た。一方，本対策を導入していない場合は，土砂災害によってタンクが破損し，化学物質が流出す るシナリオを想定した。降雨による土砂災害の発生前には，降雨の状況によって事前に大雨警報や 土砂災害警戒情報に基づいた避難勧告が発令され る場合がある（気象庁，2021a）。実際，平成 30 年7月豪雨における土砂贸害の実態では, 避難軼告が避難の理由になっていることが示されている (国土交通省，2018b）。したがって，本研究では 避難钦告によって住民や従業員が事前に避難する 場合を想定し，避難した場合は人的被害が発生せ ず，施設被害のみが発生するとした。化学物質の 流出シナリオとしては, 消防法で導入が義務付け られている事業所内の防油堤が機能する (土砂災害によって防油堤が壊れない）場合と機能しない （土砂災害によって防油堤が壊れる）場合に分け，前者では化学物質が防油堤内にとどまり，後者で は防油堤外に流出すると仮定した。また，どちら のシナリオにおいても従業員や周辺住民への健康被害が考えられるため, 本研究では事業所が稼働 しており，従業員に対する被害が最も大きくなる 可能性のある平日の日中に事故が発生すると想定 した。

## 4.1.2 流出ケース

対象事業所に設置されているタンクは, 土砂災害警戒区域図から（新潟県，2021）, 直径が約 $5 \mathrm{~m}$, Google map から高さが約 $6 \mathrm{~m}$ と推定されるた

一方, タンクは物理的に入れることができない容量が存在するため，大阪ガス株式会社（2018）の 資料から，およそ 8 割が貯蔵されていると想定し た。したがって, 本研究では, ノルマルヘキサン が $100 \mathrm{~kL}$ 貯蔵され, 同量が流出すると仮定した。 また，ノルマルヘキサンは常温で液体であるた め, 液体の状態で貯蔵されていると仮定した。本研究では土砂災害によるタンクの破損ケース としてTable 2 に示す2ケースを想定し，防油堤の 機能の有無を考慮して計4つの流出ケースを設定 した。タンクの転倒ケースは、タンクが転倒する ことで化学物質が速やかに流出する最悪のケース を考え，化学物質が広がった状態 (プール状態) からの揮発を想定した。また,プールの大きさ は，防油堤が機能する場合は防油堤の面積から夕 ンク等の構造物の面積を除いた面積 (約 $1,100 \mathrm{~m}^{2}$ ) に等しいと設定し，防油堤が機能しない場合は事業所全体まで広がるとして，事業所全体の面積か ら構造物の面積を除いた面積（約 $11,000 \mathrm{~m}^{2}$ )を設定した。これらの面積は, 対象事業所付近の土砂災害警戒区域図（新潟県，2021）とGoogle mapを もとに算出した。タンク付属配管の破損ケースは 流出孔の直径を $0.2 \mathrm{~m}$, 高さを $0 \mathrm{~m}$ として設定し た。流出孔の直径はGoogle mapから，タンクに 付属している配管の直径を見積もり, その配管が 破断するとして設定した。また最大プール面積 は, 付属配管破損ケースの設定のもとで, ALOHAにより算出された値 (約 $11,100 \mathrm{~m}^{2}$ ) (Table 2)を本研究のシナリオに適用した。

## 4.1.3 解析モデルと解析条件

本研究で使用したALOHAは可燃物質や有害物質などの漏洩による影響を評価するためのソフト ウェアとして用いられている。これまでの研究に おいても、リスク評価のソフトウェアとして

Table 2 Chemical release cases

ALOHAが用いられた例は複数存在する（Hanna et al., 2008; 横浜国立大学，日本海事検定協会，2014； Pilone and Demichela, 2018)。一方, 解析対象時間 が最大で 60 分であることや周辺の建物等の影響 が考慮できないことが短所として挙げられる。

ALOHAにおいて用いられる大気拡散モデルは 正規型プルームモデルとスラブモデルの 1 つであ るDEGADIS モデルの改良型である（US NOAA， 2013)。本研究で対象とするノルマルヘキサンは 空気よりも重い物質であるため，計算過程におい てDEGADIS モデルが選択されたことを確認し た。また, ALOHAでは屋外濃度だけではなく,室内濃度を算出することができる。室内濃度は建物の全ての窓が閉められており, 屋外濃度と室内濃度が均一で，環境条件が変わらないという仮定 の下で算出される。

ALOHAは Direct（直接流出）, Puddle（プール状態からの揮発), Tank (タンクからの流出), Pipeline (パイプラインからの流出）の４種類の流出モデル を設定することができる (US NOAA, 2013)。本研究では, 流出モデルとしてタンク転倒ケースでは Puddle，タンク付属配管破損ケースではTankを用 いた。

ALOHAの解析条件を Table 3 に示す。風速と気温については，対象事業所がある新潟県柏崎市の 過去 30 年間の 6 月から 10 月までの観測データの 月ごとの平年値を平均した値を用いた（気象庁， 2021b）。当該期間を選択した理由として，2017 年から 2019年における6月から 10 月までの 1 月当 たりの土砂災害平均発生件数は約 432 件であり， 1 年全体での 1 月当たりの平均発生件数約 194 件 を大きく上回るためである（国土交通省，2018c；国土交通省，2019；国土交通省，2020c）。また， 6月から 10 月は梅雨前線や台風によってもたらさ れる降雨を起因とした土砂災害が多く発生する期間である。風向は最悪のシナリオとして, 周辺住民が化学物質に曝露することを想定し, 事業所か ら住宅方面に風が吹くことを想定した。また，土
Table 3 Analysis condition

砂災害が発生する状況下では雨が降っている可能性が高いと考えられるが，ALOHAは雨天の想定 がされていない。一方, 本研究で対象としている ノルマルヘキサンは水溶性が低いとされているた め (環境省，2002），雨の影響を大きく受けない と考えられる。本研究では，できる限り雨が降っ ている状態に近い設定において, 化学物質の拡散 を計算するために，湿度は設定できる最大の值で ある $99 \%$ を用い，天候は量りとした。大気安定度は気温, 風速, 天候の条件から, 中立と設定さ れた。地表面粗度については事業所周辺に建物が 密集しておらず，また事業所から住宅方面には農地が広がっているため，化学物質が拡散しやすい 「Open Country」とした (US EPA, US NOAA, 1999)。流出する地表面は化学物質の揮発量に影響を及ぼ す。本研究では，事業所内での流出を想定してい るため, 流出地点の地表面をコンクリートと設定 した。地表面の設定は化学物質の揮発量に影響を 及ぼす。室内濃度を算出する際に必要となる建物 の種類は民家と事業所を想定し，双方とも２階建 てとした。以上の条件を反映した結果，空気交換率（屋内と屋外の空気が完全に入れ替わる 1 時間当たりの回数）はALOHAにおいて0.17が選択さ

れた。

## 4.1.4 急性毒性影響指標

急性曝露の影響を評価するための代表的な指標 としてはERPGやAEGL, TLV-STEL, IDLHなどが 挙げられる (宮田, 2005)。本研究では事業所内 の従業員だけではなく，周辺住民に対する吸入曝露による急性影響を評価するために，感受性が高 い人を含めた一般的な公衆を対象とした指標であ る Acute Exposure Guideline Level (AEGL)を用い た(US EPA, 2020a)。具体的に, AEGLは気体ある いは揮発性物質を主体とした急性毒性物質を対象 に, 5 つの曝露時間 (10分, 30 分, 1 時間, 4 時間， 8 時間）のそれぞれに対し想定される健康被害を3段階のレベルに分類し，空気中濃度で表し ている(US EPA, 2020a)。AEGL-1 は「不快なレべ ル」で公衆に対し不快感を与える濃度とされ， AEGL-2 は「障害レベル」で公衆に対し避難能力 の久如や重篤な影響を与える濃度とされ， AEGL-3 は「致死レベル」で公衆の生命が脅かさ れる健康影響を与える濃度とされる（国立医薬品食品衛生研究所, 2020)。ノルマルヘキサンの AEGL-1 は十分なデータが揃っていないため，定義されていない (US EPA, 2020b)。一方, AEGL-2, AEGL-3の60分值はそれぞれ $2,900 \mathrm{ppm}, 8,600 \mathrm{ppm}$ と設定されている (US EPA, 2020b)。本研究では, ALOHAのデフォルト值として設定されている AEGLの 60 分値を用いてヒト健康リスクを評価 した。

## 4.1.5 被災者数の算出

ヒト健康リスクはAEGL-2, AEGL-3 の濃度に曝露すると考えられる被災者の数を算出することに よって評価した。

被害を受ける集団として，事業所の従業員と周辺住民を想定し, 避難倠告によって避難した場合 は両方の集団とも AEGL-2, AEGL-3の濃度に曝露 しないとした。一方, 避難搉告が出されていない 状況において, 土砂災害が発生した場合, 従業員 は避難や状況確認のために屋外に出ると考えられ るため, 本研究では最悪と考えられるシナリオを 想定し, 従業員全員が屋外の濃度に曝露するとし た。

また，避難勧告が出されていない状況におい て, 周辺住民は日常的な生活を送っていると想定 し, 平日の日中に屋外にいる人の割合を求めるこ とで, 予想被災者数を算出した。平日の日中の時間帯の定義として, 平日の在宅行為者率が $40 \%$以下となる 9 時から 16 時の間 (NHK放送文化研究所，2016a）と設定した。この時間带における屋外滞在割合は，NHK国民生活時間調査から得ら れた各行動の平均行為者率 (NHK放送文化研究所，2016b）と廣瀬, 藤元 (2016) が推定した値を 用いて算出した。NHK国民生活時間調査は「な がら」の行動を含んでいるため, 各行動の平均行為者率の合計は $100 \%$ を超える。よって, 本研究 では各行動の平均行為者率の合計が $100 \%$ となる ように, 各行動の平均行為者率に 100 / (平均行為者率の合計）を乗じ, それらの値に廣瀬, 藤元 （2016）が推定した各行動の屋外滞在率を乗じるこ とで屋外滞在割合を求めた。周辺住民の数は AEGL-2, AEGL-3の超過範囲に該当する住宅数か ら, 1 住宅に 1 世帯が住んでいると仮定して算出 した。1世帯当たりの人数は柏崎市の人口と世帯数（柏崎市, 2020a) から求めた。最後に, 求めた 住民数に屋外滞在割合を乗じることで被災者数を 算出した。

## 4.1.6 化学物質流出によるヒ卜健康リスクの感度解析

本研究では, 化学物質流出リスクに対する感度解析を実施し, 最終結果の不確実性に影響を与え る要因を分析した。感度解析はタンク付属配管破損における防油堤が機能しないケースを対象とし て, 貯蔵量と流出孔の高さ, 気象条件の変化がヒ 卜健康リスクの不確実性に与える影響を分析した (Table 4)。上方, 下方は各変数の値がそれぞれ最大，最小に振れる場合を表している。ただし，大気安定度については上方が安定，下方が不安定な 側に振れるとした。

貯蔵量は最大量を $80 \%$ ，最低量を $20 \%$ として評価を行った。タンクの貯蔵量 $80 \%$ は物理的に入 れることができるおおよその上限値であり，タン クの貯蔵量 $20 \%$ はポンプによって引くことがで きる容量のおおよその下限値である（大阪ガス株式会社, 2018)。流出孔の高さは急傾斜地崩壊に 伴う土石等の移動の高さを上限とした。土石等の

Table 4 Sensitivity analysis

移動の高さは土砂災害警戒区域を指定する際に用 いられ, 埼玉県の基礎調査マニュアル（埼玉県, 2021）ではこれまでの災害履歴から $1.0 \mathrm{~m}$ とされ ている。本研究ではこれに従い, 流出孔の最大高 さを $1.0 \mathrm{~m}$ とした。気象条件の不確実性について は大気安定度と風速，気温を取り上げた。大気安定度の範囲は不安定 (A) と安定 (F) として取り上 げた。風速の下限値はALOHAの解析条件の下限值である $1.0 \mathrm{~m} / \mathrm{s}$ と, 上限値は柏崎市の 2011 年か ら2020年までの観測データにおいて，6月から 10 月までの最大風速の中の最大值である $14.2 \mathrm{~m} / \mathrm{s}$ を用 いた (気象庁, 2021c)。気温については, 柏崎市の 2011 年から 2020 年までの観測データから, 6月から 10 月までの最高気温の最大値 $\left(37.4^{\circ} \mathrm{C}\right)$ と最低気温 の最小値 $\left(3.3^{\circ} \mathrm{C}\right)$ を用いた (気象庁, 2021c)。

## 4.2 費用便益分析

## 4.2.1 費用便益分析の全体像

費用便益分析とは，社会的目的を達成するため のいくつかの代替案（プロジェクト）の取捨, 優劣の順序付けを国，地域全体から考えた経済的視点から行うための手法の1つである（土木学会, 1996)。

日本では公共事業の費用便益分析の指針とし て，「公共事業評価の費用便益分析に関する技術指針 (共通編)」が出されている（国土交通省， 2009）。これは各事業分野において，費用便益分析の実施に係る計測手法や考え方について定めた ものである。また, これをもとに「急傾斜地崩壊対策事業の費用便益分析マニュアル（案）（国土交通省，2021）」が出されており, 具体的な便益の 計算手法などがまとめられている。

さらに，産業事故防止を防止するための安全対策に関する費用便益分析も存在する。牧野 (2014) は国内外の論文を調査し，安全対策に関する費用便益分析の現状をまとめている。実際に海外では 安全対策の評価に関して, 費用便益分析が用いら れている例が複数存在している（例, Gavious et al., 2009; Jallon et al., 2011; Reniers and Brijs, 2014; Chen et al., 2020)。

本研究で対象とするNatechは自然災害を起因 として発生する産業事故であるため，その対策を 評価するためには安全対策を評価するための枠組 みが必要である。一方, Natechは東日本大震姼に よる原発事故のように社会・経済に大きな影響を もたらす可能性があり, 対策の評価として, 社会全体の便益や費用を考慮する必要がある。そこ で, 本研究では牧野 (2014) や Gavious et al. (2009), Reniers and Brijs (2014) などがまとめた安全対策 の評価項目に対し, 公共事業を評価するための便益計測手法を用いることによって, Natechに対す る安全対策の費用便益分析を行った。公共事業の 評価手法を用いることができない項目については 社会的な便益として評価できると考えられる計測手法を用いた。この計測手法に関しては4.2.3 項 で詳しく述べる。

本研究では式(1)（国土交通省，2020d）を用い て，土砂災害対策の費用便益分析を行った。

$
\text { 費用便益比 }=\frac{\sum_{t=1}^{n} B_{t} /(1+i)^{t-1}}{\sum_{t=1}^{n} C_{t} /(1+i)^{t-1}}
$

ここで $n$ : 評価期間, $B t: t$ 年次の便益 (円), $C t: t$年次の費用 (円), $i$ : 社会的割引率である。便益は 安全対策を導入した場合と導入しなかった場合の 損失の差を表している。

評価期間は，コンクリートの悪条件下における 寿命が 50 年程度とされていることから（国土交通省，2014）５５年間とした。また，割引率は国土交通省所管公共事業の費用便益分析で適用されて いる値を適用し， $4 \%$ とした（国土交通省， 2020d）。費用便益分析における費用は最初の年に 施工費用が発生し, 次の年から維持管理費用が 50 年間発生するとした。また, 便益については 対策を施工した次の年から 50 年間発生するとし た。

## 4.2.2 対策施工費用と維持管理費用の算出

本研究で対象とする事業所は急傾斜地崩壊の危険性がある場所に立地しているため, 急傾斜地崩壊対策が求められる。急傾斜地崩壊対策は(1)「の り切」, (2)「急傾斜地の崩壊を防止するための施設」，（3）「急傾斜地の崩壊が発生した場合に生じ た土石等を堆積するための施設」の3 種類が挙げ られる（国土交通省，2001）。(1)は土砂災害を防 ぐうえで最も確実性が高いが，施工の想定が難し い。(3)は主に擁壁や盛土が挙げられ, 斜面と建築物との間にスペースが必要となるが, 対象事業所の屋外貯蔵タンクは斜面との距離が近いため,土石等を堆積するための施設は適していないと考 えられる。したがって，本研究では (2) を土砂災害対策を採用した。その中でも, 本研究ではのり 面を保護する施設として，現場打ちコンクリート

Figure 4 Concrete frame work枠工を採用し（国土交通省北海道開発局，2021；広島県，2016），安定性を高めるためにアンカー を設置する対策を想定した。また, この対策の施工費用を算出するため, 本研究では対策の施工工程として足場工, アンカー工, 型枠工, コンク リート工，中詰工の5つの工程を取り上げ，積算 を行った。本研究で想定した現場打ちコンクリー 卜枠工を Figure 4 に示し, Table 5 に積算に必要な 労務費と材料費の根拠資料を, Table 6 積算に 必要な各工程の想定と根拠資料を示す。

工事全体の費用を算出するためには，工事目的物

Table 5 Materials to calculate labor and material costs

 \\

Table 6 Details of concrete frame work and materials to calculate construction costs

Figure 5 Calculation of contract construction cost (modified from Ministry of Land, Infrastructure, Transport and Tourism, 2020f)

Table 7 Evaluation items for accident cost

 \\

の施工に直接必要な費用である直接工事費に加え，間接工事費や一般管理費等, 消費税相当額を計上 する必要がある (Figure 5) (国土交通省，2020f)。本研究では, 土木工事積算基準第 1 編土木工事積算基準等通知資料からそれぞれの経費率を得た。共通仮設費率と現場管理費率は工種を砂防・地すべ り等工事として, 一般管理費率は算出の基準の前払金支出割合（35\%を超え，かつ $40 \%$ 以下）とし た。消費税は $10 \%$ として，消費税相当額を計上 した。

土砂災害対策の維持管理費用は大阪府の施設補修・日常維持費の2010年度予算（大阪府，2011） を参考に算出した。全体の予算から日常維持費と 各対策の補修費の割合を乗じてそれぞれの予算を 算出し, 対象施設（箇所）数で除すことで1箇所当たりの補修・維持費を算出した。日常維持の該当施設数は, 施設補修費の対象となっている箇所 (急傾斜, 砂防堰堤, 地すべり) の合計とした。本研究では, 日常維持費と各施設補修費の合計額
を維持管理費用として用いた。

## 4.2 .3 便益の算出

本研究では4.1.1 項でも述べたとおり, 土砂災害対策を施工することで土砂災害が発生せず，そ の結果として事故が回避できると仮定した。ここ で便益は土砂災害対策を導入した場合と導入しな かった場合の損失の差を表しており, 本研究では 以下の式(4)を用いて便益の期待値を算出した。

$
B=L \times\left(P_{\text {前 }}-P_{\text {後 }}\right)
$

ここで， $B$ : 便益の期待値, $L$ : 事故による損失, $P_{\text {前 }}$ 対策導入前の発生確率, $P_{\text {後 }}$ 対策導入後の 発生確率である。

事故による損失額の評価項目として, Table 7 に参照とすべき 13 項目（11～(13)）を取り上げた (Gavious et al., 2009; Jallon et al., 2011; 牧野, 2014; Reniers and Brijs, 2014; みずほ情報総研株式会社 (経済産業省委託事業), 2018)。本研究では定量的に評価できると考えられる項目として, (1) (4)

と 8)（10の項目を取りあげ，それぞれの流出ケー スごとに事故による損失額を算出した。したがっ て，現時点で情報が得られていない(5)〜(7)，(11)〜 (13)の項目を評価に含めると，算出した損失額より も大きくなると考えられる。本不確実性について は，5.6節に詳しく述べる。

(1)は急傾斜地崩壊対策事業の費用便益分析マ ニュアル (案)（国土交通省，2021）を参考に算出 した。対象事業所付近の土砂災害警戒区域図よ り，土砂災害によって被災すると考えられる施設 はタンク等の償却資産のみであると考えられる。該当業種の償却資産評価額は, 従業員数と従業員 1 人当たりの償却資産評価額（16,503千円）（国土交通省，2020h)，被害率を乗じることで求められ る。対象事業所の従業員数は， 22 人と設定した (環境省，2020)。被害率については, 堆積土砂厚 $50 \mathrm{~cm}$ 未満, $50 \mathrm{~cm}$ 以上 $100 \mathrm{~cm}$ 未満, $100 \mathrm{~cm}$ 以上 における，それぞれの被害率から平均をとった値 （0.473）（国土交通省，2021）を設定した。算出さ れた費用は全ての流出ケースに打いて一律に生じ るとした。

(2)については救急費用と入院費用を算出した。救急費用は, 消防白書（消防庁，2020）から得ら れた職員数と消防費を用いて，救急に係る費用を 算出した（佐藤，2013）。さらに，救急に係る予算を 1 年間の救急出動件数 $6,608,341$ 件 (2018 年度）（消防庁，2020）で除すことで，救急 1 件当た りの費用を算出した。ここで, 救急件数は障害レ ベル (AEGL-2)と致死レベル (AEGL-3) の濃度に 曝露する人数とした。

入院費用は，入院日数を損傷，中毒及びその他 の外因の影響における 35 歳から 64歳の平均在院日数20.1 日と仮定した（厚生労働省，2019）。入院にかかる費用は, 令和元年度の入院 1 日当たり の医療費（37,890円）（厚生労働省，2020）加算出した。入院数は障害レベル (AEGL-2) の濃度に 曝露する人数とした。

(3)は対象事業所の有価証券報告書（2020年 3 月期）から得られた平均年間給与から平均日額給与 を算出した。この日額給与の 6 割が従業員 22 人に 3 日間支給されるとして給与支払いの費用を算出 した。この費用は全ての流出ケースにおいて一律 に生じるとした。

(4)に関しては，公共事業評価の費用便益分析に 関する技術指針（共通編）（国土交通省，2009）に したがって，人的損失額として評価した。技術指針（国土交通省，2009）では, 人的損失額は財産的損害額と精神的損害額の和として定義され，ま た財産的損害額は逸失利益と医療費の和として定義されている。本研究では(2)において，医療費を 算出しているため, 精神的損害額と財産的損害額 を評価した。精神的損害額は 1 人当り 2.26 億円が 適用されているため, この值を用いて, 致死レべ ル (AEGL-3) の濃度に曝露する人数を乗じること で算出した。逸失利益については以下の式(5) （国土交通省，2009） から，従業員と住民に分け て算出した。

$
X=a \times\left.\{1-(1+r)^{-b}\right.\} / r
$

ここで， $X$ : 逸失利益 (円),$a$ : 各期間ごとに発生する収入額（年間収入 - 生活費）(円）, $b$ : 労働可能期間満了時 ( $b$ 年後), $r$ : 年利率 (法定利率 5\%）である。

$a$ に関して, 従業員の年間収入は該当企業の 2020 年度の有価証券報告書より値を得た。生活費については, 2019年度の家計調査 (総務省, 2021）から，実収入に対する消費支出（総世帯の うち勤労者世帯）の割合（約 $55 \%$ ）を用いて算出 した。住民の収入と生活費は「にいがた県統計 ボックスの令和元年家計調查年報」(新潟県, 2020）から， 2 人以上の世帯のうち勤労者世帯の 実収入の平均 652,636 円 $/ 1$ 世帯 $/ 1$ ケ月を収入 として用い, 同様に消費支出の平均314,427円／ 1 世帯 / 1 ケ月を生活費として用いた。年間収入,年間生活費に換算する際は実収入, 消費支出とも に 12 倍した。bに関しては, 従業員，住民ともに 平均年齢から定年までの期間とした。従業員の平均年齢は有価証券報告書より值を得た。住民の平均年齢は柏崎市の年齢別統計人口 (柏崎市, 2020b）から值を得た。定年は令和 3 年 4 月から施行されている改正高齢者雇用安定法より, 雇用確保が義務化される 65 歳 (厚生労働省，2021）とし た。

(8)，営業停止損失（式(6)）（国土交通省，2021） として評価した。

$
A_{i}=M_{i} \times\left(n_{0}+\frac{n_{1}}{2}\right) \times p_{i}
$

ここで $A$ : 営業停止損失 (円), $i$ : 産業大分類, $M$ : 従業者数 (人), $p$ : 付加価值額（円/人/日）, $n_{0}$ : 営業停止日数 (日), $n_{l}$ : 営業停滞日数 (日) で ある。
鉱業における付加価値額は,「治水経済調査マ ニュアル(案) 各種資産評価単価及びデフレー ター」(国土交通省，2020h）より，令和元年度の 値で 72,240 円/人 /日となる。停止日数, 停滞日数は, 崩土の堆積厚 $50 \mathrm{~cm}$ 未満, $50 \mathrm{~cm}$ 以上 $100 \mathrm{~cm}$ 未満, $100 \mathrm{~cm}$ 以上における, それぞれの 停止, 停滞日数の平均をとった値 (停止日数：8.3 日，停滞日数：17.9日）（国土交通省，2021）を 用いた。営業停止損失は全ての流出ケースで一律 に生じるとした。

(9)に関する情報は一般に公開されておらず，得 ることが困難である。本研究では大まかな費用を 算出するため，航空，鉄道及び船舶の事故におけ る事故調査費用を用いた。これらの事故等調査報告書 1 件当たりの費用は令和元年度の値で約 154,000 円である（国土交通省 2020i）。これを事故調查費用として, 全てのケースに一律に生じる とした。

(1)については，事故の「予見可能性」が罪に問 われるかどうかの 1 つの判断基準となる。土砂災害の予見可能性については, 対象事業所は土砂災害警戒区域に該当しているため, 事業者は土砂災害の発生を予見することができると考えられる。一方，土砂災害によるタンクの破損，化学物質流出，ヒトへの曝露が予見できたかどうかが論点に なる。本研究では最悪のシナリオを想定すること の重要性を鑑み，想定した事故シナリオが予見可能であるとした。また, 急傾斜地崩壊対策は基本的に土地の保有者もしくは急傾斜地の崩壊によっ て被害を受けるおそれのある者が施工することと なっている（国土交通省，1969）。したがって，事業者は事故の発生を予見できたのにも関わら ず，事故の発生を防ぐための適切な対策を行わな かったことで，業務上過失致死傷罪に問われる可能性がある (法務省, 1907)。本研究では該当す る刑法（法務省，1907）に従い，罰金100万円が 課されるとした。一方, 避難ありのケースなど被災者数が 0 の場合は罰金が課されないとした。

最後に式(4)で示した通り, 算出された損失額 の合計に対策導入前の発生確率と対策導入後の発生確率の差を乗じることで便益の期待値を算出し た。本研究では, 1 年当たりの土砂災害発生確率 を事故の発生確率として, 便益の期待値を算出し た。土砂災害発生確率に関する既往研究は複数存在し（川越ら，2008; 杉原ら，2011）それぞれの 研究には対象としている素因と誘因に大きな違い
がある。本研究では降雨による土砂災害を対象と した。土砂災害特別警戒区域に該当するメッシュ において1996年から2019年までの約24年間に 1 回以上の土砂災害が発生する確率は松田, 中谷 （2020）の研究より，7.94\%となったことが報告さ れている。対象事業所は土砂災害特別警戒区域が 存在するメッシュに該当しているため, 当該区域 に該当するメッシュにおける 1 年当たりの土砂災害発生確率を式(7)を用いて算出した（松田，中谷, 2020)。

$
P_{T}=1-\left(1-P_{24}\right)^{\frac{T}{24}}
$

ここで， $P_{T}: \mathrm{T}$ 年間で 1 回以上土砂災害が発生す る確率である。

土砂災害対策を導入した場合は事故が発生しな いと仮定しているため, 対策導入後の発生確率を 0 として, 便益の算出を行った。

## 4.3 費用便益分析の感度解析

不確実性下での費用便益分析に関する評価手法 は複数存在する。防災の) 経済分析 (多々納, 高木，2005）によると，1）損失予測の不確実性を考慮し, 安全側を評価する必要がある場合にはべー 夕確率分布に打ける90パーセンタイル損失值を 用いる方法が一般的であると述べられている。ま た，不確実性下での便益評価手法は2） システム の状態の違いに対する支払意思額の期待値を用い る方法と3）プロジェクトの実施に対する支払意思額を用いる方法があるとされている (多々納,高木, 2005)。また, 安全工学の分野では, 4)不確実性のもとで費用便益分析を行う際に disproportion factorという値を導入し, 費用／便益 $<$ disproportion factorの場合，つまり費用と便益 の比がある値を超えない場合, 安全対策が合理的 に実施可能であるとみなす考え方も存在する (Goose, 2006; Reniers and Brijs, 2014; Talarico and Reniers, 2016)。これは便益にdisproportion factor という係数を乗じることで，便益を大きく見積も り，事業者が対策を行うための動機を持たせる意図が含まれていると解釈できる。さらに，国土交通省の技術指針（国土交通省，2009）では，5）不確実性を考慮した事業評価を行う際に, 感度解析 を行うことが示されている。事業者が意思決定を 行う際には, 安全側の評価を行うだけではなく,不確実性を考慮し, 費用便益比がどれくらいの幅

をとるか検討する必要があると考えられる。

本研究では, 4.2.3 項で示す通り，国土交通省 の技術指針（国土交通省，2009）の評価手法をも とに費用便益分析を行っているため，その一貫性 を考慮し，不確実性がもたらす影響を評価するた めに，費用便益分析に対する感度解析を採用し た。具体的には4.1.6項で示した化学物質流出影響の感度解析をもとに, 結果に大きな影響を与え ると考えられる被災者数の変動による費用便益比 の変動を評価した。また，現在一般的に用いられ ている割引率 $4 \%$ に関しても複数の議論が存在す ることから（国土交通政策研究所，1999；国土交通省，2020j）４.1.6項で示した感度解析の項目 に，割引率を加えて感度解析を行った。割引率は 本研究で用いた $4 \%$ のケースに加え， $2 \% ， 6 \%$ の ケース（国土交通省政策研究所，1999）で評価を 行った。

## 5. 結果と考察

## 5.1 化学物質流出リスクの評価

タンク転倒ケースにおける濃度分布を Figure 6 と Figure 7に示す。ALOHAにおけるAEGL超過範囲は, ground-levelにおける濃度がAEGLの値 を超える範囲を表す (US NOAA, 2013)。

防油堤が機能しないケースでは事業所と住宅 4 軒がAEGL-3の超過範囲に該当することがわかる (Figure 6)。また, 周辺の住宅 24 軒が AEGL-2の 超過範囲に含まれるという結果となった。一方，防油堤が機能するケースでは事業所のみが AEGL-2，AEGL-3の超過範囲に該当する結果と なった (Figure 7)。この結果から, 防油堤によっ てノルマルヘキサンの広がる面積が制限され，揮発量が減少することで, AEGLを超過する範囲が 縮小することが示された。

次に，タンク転倒ケースに打ける濃度の時間変化について，防油堤が機能しないヶースでは，事業所付近の屋外濃度は流出から5 分以内に AEGL-3 を超えることがわかった (Figure 8)。また, 屋内濃度は流出から 20 分以内にAEGL-2を超える結果が 得られた (Figure 8)。さらに, 住宅地付近の屋外濃度は 5 分以内にAEGL-2を超過することがわかっ た (Figure 9)。これらの結果から, 屋外にいる従業員はAEGL-3の濃度に曝露する可能性が高く, 屋内に避難したとしても AEGL-2の濃度に曝露する 可能性が高い。また, 屋外にいる周辺住民も AEGL-2 の濃度に曝露する可能性が高い。

Figure 6 Concentration distribution in tank falling case that oil retaining wall dose not work

Figure 7 Concentration distribution in tank falling case that oil retaining wall works

防油堤が機能する場合においても，事業所付近 の屋外濃度は AEGL-3を超過するため, 屋外にい る従業員はAEGL-3の濃度に曝露する可能性が高 い(Figure 10)。

続いて, タンク付属配管破損ケースにおける濃度分布を Figure 11 と Figure 12 に示す。

タンク付属配管破損ケースにおいて, 防油堤が 機能しない場合はAEGL-3 の超過範囲に事業所と 住宅3軒が該当し, AEGL-2の超過範囲には住宅 21 軒が含まれるという結果となった (Figure 11)。一方, 防油堤が機能する場合は事業所のみが AEGL-2, AEGL-3 の超過範囲に該当した (Figure 12)。次にタンク付属配管破損ケースにおける濃度の 時間変化について, タンク転倒ケースと同様に事業所付近の屋外濃度は 5 分以内に AEGL-3 を超過 しており，屋外にいる従業員はAEGL-3を超える 濃度に曝露する可能性が高いことが分かった (Figure 13)。また, 住宅地付近の屋外濃度は流出地点から約 30 分後に AEGL-2の濃度を超過した

Figure 8 Time change of concentration at $50 \mathrm{~m}$ from release point that oil retaining wall dose not work

Figure 9 Time change of concentration at $250 \mathrm{~m}$ from release point that oil retaining wall dose not work

Figure 10 Time change of concentration at $50 \mathrm{~m}$ from release point that oil retaining wall works

(Figure 14)。したがって， 30 分以内に流出地点か ら $330 \mathrm{~m}$ 以上離れる，もしくは屋内に避難するこ とでAEGL-2 の濃度における曝露を防ぐことが二次的な人的リスクを回避する上で有用な手段とな ることが示された。

さらに，防油堤が機能する場合においても事業所内の屋外濃度は 5 分以内に AEGL-3 の濃度を超過した (Figure 15)。したがって，タンク転倒ケー スと同様に，屋外にいる従業員はAEGL-3 の濃度 に曝露すると可能性が高いといえる。

## 5.2 被災者数の算出結果

周辺住民について，平日の日中（9時から16時

Figure 11 Concentration distribution in piping rupture case that oil retaining wall dose not work

Figure 12 Concentration distribution in piping rupture case that oil retaining wall works

まで）に屋外にいる人の割合を求めた結果，約 $24 \%$ となる結果が得られた (Table 8)。周辺住民の 数は, 柏崎市の人口と世帯数（柏崎市, $2020 a$ ）よ り，人口が 81,836 人，世帯数が 34,883 世帯である ため, 1 世帯当たりの人口は約 2.3 人となった。

ここまでの結果から，被災者数を流出ケース，曝露濃度ごとに Table 9 に示す。タンク転倒ケー スでは，流出地点から半径約 $344 \mathrm{~m}$ 以内に住んで いる住民のみがAEGL-2の濃度に曝露すると考え られる。タンク付属配管破損ケースでは, 流出地点から約 $333 \mathrm{~m}$ 以内に住んでいる住民がAEGL-2 の濃度に曝露すると考えられる。一方，AEGL-3 の濃度に曝露すると考えられるのは従業員 22 人 と周辺住民である。防油堤が機能する場合は，夕 ンク転倒，付属配管破損の両ケースともに従業員 のみがAEGL-3の濃度に曝露すると考えられる。 この結果から，防油堤が機能することで，被妆者 の数がおよそ 4 割減少することが示された。防油堤は消防法によって, 屋外貯蔵タンクの周囲に設
森口ら：土砂災害を起因とした化学物質流出事故のリスク評価と対策の費用便益分析

Figure 13 Time change of concentration at $50 \mathrm{~m}$ from release point that oil retaining wall dose not work

Figure 14 Time change of concentration at $250 \mathrm{~m}$ from release point that oil retaining wall dose not work

Figure 15 Time change of concentration at $50 \mathrm{~m}$ from release point that oil retaining wall works

置することが義務付けられている（消防庁，1959）。本研究で示した結果から，この法律の有効性を示 すことができたといえる。

## 5.3 化学物質流出によるヒト健康リスクの感度解析結果

Figure 16 に化学物質流出影響の感度解析結果を 示す。風速の不確実性が結果に最も影響を及ぼす 要因であり，曝露人数は最小で 0 人，最大で 46 人 となった。風速は化学物質の拡散に大きな影響を 与える要因であり, 風速が小さい場合は化学物質 が拡散しにくく, 周辺の化学物質濃度が高くな る。また，大気安定度の不確実性による曝露人数
Table 8 Estimation of outdoor stay ratio

Table 9 Number of people considered to be damaged

 &  \\

Figure 16 Sensitivity analysis results of health risk caused by the chemical release

の変化の幅は最大で 22 人，気温では最大で 18 人 となり,これらの要因も結果に影響を与えること が示された。以上の結果から, 化学物質が拡散し にくく, AEGLの超過範囲が最も大きくなる最悪 の気象条件は風速が小さく，大気が安定かつ気温. が高い気象条件であると考えられる。さらに，貯蔵量の不確実性も曝露人数に影響を与え, 貯蔵量 が減少すると曝露人数が最大で 14 人減少するこ とが示された。また, 事故発生時における従業員 の数など, 事業所の操業状況が曝露人数に不確実性をもたらすと考えられる。一方, 流出孔の高さ の変化による曝露人数の変化は 3 人にとどまり,推定曝露人数の結果に与える影響は小さいことが 示された。

## 5.4 費用便益分析結果

対策施工費用の算出結果を Table 10 に示す。全体の工事費用である請負工事費は9,579,000円と なった。また, 本研究は急傾斜地の崩壊対策を対象としているため, Table 11 より, 維持管理費用 は 1 年当たり 148,900 円となった。

続いて，便益の算出結果を流出ケースごとに Table 12 に示す。便益の期待値は式(7)によって算出された 1 年間の土砂災害発生確率 $0.344 \%$ を乗 じて算出された。防油堤が機能する場合は, タン ク転倒ケース，付属配管破損ケースともに被災者数が同じとなるため, 事故による損失額は同額と なった。損失額の評価項目の中で最も金額が大き くなった項目は被贸者への補償であり，本研究で 行った試算では被災者の数が損失額の合計に大き

な影響を与えるという結果となった (Table 12)。 また，防油堤が機能する場合は防油堤が機能しな い場合と比べて，損失額が約 5 億円減少している ことがわかる。これは防油堤によって，化学物質 の影響範囲が縮小し, 被災者数が減少したことが 反映された結果である。また, 避難あり（被災者 が0）のケースでは，費用便益比が 1.20 となった。 この結果から，被災者が 0 の場合でも対策導入に よる便益が費用を上回り，対策が経済的に合理的 であるという結果となった。

総じて全ての流出ケースにおいて, 便益が費用 を上回ることが分かった (Table 12)。したがって，法律で定められている防油堤設置に加え, 導入費用は高額となるが，土砂崩れそのものを防ぐ事前対策も, 事故が起きる確率を考慮すると経済的に も合理的な対策であることが分かった。

また，本研究では対策の効果を際立たせるため

Table 11 Repair and daily maintenance cost per facility (Osaka Pref., 2011)

Table 12 Results of benefit calculation and cost benefit analysis (Unit: Thousand yen)

 &  &  \\

に対策導入後の発生確率を 0 としたが，対策によ り発災のリスクを完全に0にすることは難しいた め, 想定した対策により, どの程度まで土砂災害発生確率を低減できれば費用便益比の観点から有用であるかを検討した。具体的には式(4)から，対策導入後の発生確率を変数として, 費用便益比 がおよそ1となる確率を求めることで，対策に求 められる効果を検討した。その結果，土砂災害発生確率を避難ありのケースでは約 $0.0551 \%$ 以下，避難なしのケースは約 $0.335 \%$ 以下まで低減させ ることができれば，費用便益比の観点から本対策 は合理的な対策であるといえることがわかった。

## 5.5 費用便益分析の感度解析結果

Figure 17 に費用便益比の感度解析結果を示す。被災者数の不確実性により，費用便益比が最小で 1.20, 最大で 65.4 まで変化するという結果となつ た。この結果から，5.3節で示した化学物質流出影響の感度解析結果と同様に, 風速や大気安定度, 気温といった気象条件による不確実性が感度解析結果にも大きな影響を与える要因であること が分かった。さらに, 風速が想定される最大の値
をとり，被災者数が0（Figure 16）の場合において も，費用便益比が 1.20 であり，便益が費用を上回 ることが分かった。割引率に関しては, $6 \%$ の ケースで費用便益比が $33.2,2 \%$ のケースで 53.5 と なり, 割引率も費用便益分析の結果に少なからず 影響を与えることが分かった。したがって, 現状 の $4 \%$ に加え, 複数の割引率で費用便益比を算出 することは対策導入の意思決定を行う際に必要で あると考えられる。

Natechのような大きな不確実性が伴う事象に対 する事前対策の費用便益分析を行う際には, 事故 のシナリオやリスク評価に用いるモデルの不確実性などを考慮し, 感度解析を行うことで, 意思決定に対する信頼性を高めることが重要である。

## 5.6 モデルの不確実性

モデルの不確実性評価として, 5.3 節と 5.5 節で 気象条件やシナリオの不確実性による被災者数の 変動とそれに伴う費用便益比の変動を評価した。一方, 本研究では4.2.3 項でも述べたように, 事故による損失の評価項目として, 企業イメージの 悪化や訴訟費用など，定量的な評価が困難な項目

Figure 17 Sensitivity analysis results of cost-benefit analysis

が含まれておらず，そこに不確実性が生じ得る。実際にこれらの費用が加算された場合には，事故 による損失額はより大きくなる可能性がある。

また，本研究では土砂妆害の発生確率のみを用 いて評価を行っており, タンクの破損確率や気象条件の発生確率などを考慮することができていな い。本研究で想定したような約 $60 \sim 70$ 億円の損害が生じる, 石油コンビナート等の化学プラント における事故の年間発生確率は, 主に人的要因や 設備・システムを要因として, $10^{-5}$ 以上 $10^{-2}$ 未満を取ると推定されている（中村，2016）。この ことから, 本研究で算出した 1 年当たりの便益の 期待値は, 石油コンビナート等の化学プラントで 推定されている，自然災害を除く年間当たりの事故発生確率の最大値付近を乗じたことに相当す る。しかし, 屋外貯蔵タンクの破損確率や風向な どの気象条件の発生確率を考慮すると，実際の事故の発生確率は本研究での推定結果より小さくな る可能性もある。その場合, 便益の期待値が本研究の推定値の 10 分の 1,100 分の 1 になる可能性も 考えられるため, 事故発生確率の精度の高い評価方法の検討は今後も必要となる。

さらに，対策の効果についても定量的な評価が できておらず，本研究では対策の効果を明確にさ せるために土砂災害対策を導入した場合は発生確率を 0 としている。5.4節で示したように，費用便益分析の観点から，合理的な対策であるといえ る発生確率はケースによって変わるため，対策に よる効果を定量的に評価することも今後検討すべ き課題であるといえる。

## 6. 結論

本研究では, これまでのNatech研究において 取り組まれてこなかった土砂災害を起因とした化学物質流出事故の具体的な想定シナリオを作成 し, Natechの定量的なリスク評価から対策の立案，評価までの一連の評価の方法論を構築した。 ここでは，最悪と考えられるシナリオにおける評価の 1 例を示した。また，費用便益分析を用いて 対策の経済性を評価し，Natechという枠組みにお ける事前対策の必要性を議論するための材料を提示した。

対象事業所の選定過程では，過去に土砂災害に よって被災した事業所も抽出することができ，土砂災害の危険性がある事業所を抽出する 1 つ方法を示した。

また，化学物質流出時に防油堤が機能した場合 には, 化学物質流出影響の範囲が縮小し, 周辺住民への AEGL-2の濃度における曝露を防ぐことが できるという結果が得られ, 事前対策として, 防油堤の重要性を確認することができた。さらに化学物質流出影響に対する感度解析の結果から, 風速が化学物質流出リスクの不確実性に最も影響を 与える要因であることが示された。事故による損失額においては，被災者への補償額の割合が最も 大きくなり，AEGL-2，または 3 レべルの化学物質濃度に曝露される被災者の推定数が損失額の算出に大きな影響を与えることが示された。本研究で行った便益の算出により, 今後Natech の費用便益分析を行う際に必要な情報と算出され る便益の目安を提示した。また, 費用便益分析結果及び感度解析結果から, 本研究で想定した土砂
災害対策は経済的に合理的な対策であることが示 された。一方, 本研究の費用便益分析では, 土砂災害対策の妥当性，対策施工費用や便益を算出す る際の不確実性, 発生確率の扱いなどの課題があ る。しかし感度解析を通じて, 限られた範囲では あるが，想定したシナリオの不確実性がヒト健康 リスクと費用便益比に与える影響を示した。

今後は全国の事業所を対象に，取り扱う化学物質や排出量などでグループ分けを行い，ケースス タディを実施することで，より一般化されたリス ク評価法の構築が期待できる。また, より現実の 設定に基づいたタンクの破損規模などを反映させ た流出ケースの構築や, 周辺の建物の影響などを 考慮した大気中濃度の算出を行うことで, さらに 精度の高いリスク評価を行うことが可能になると 見込まれる。

## 謝辞

本研究は, (独)環境再生保全機構の環境研究総合推進 (JPMEERF18S11702)により実施しました。 また，土砂災害発生確率等に関する重要なご助言をいただいた，中谷洋明氏（国土交通省国土技術政策総合研究所土砂災害研究室長）に記して謝意を示します。

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# 新型コロナウイルス感染症に関する流言流布の実態と 心理的要因*

Exploratory Study on the Spread of Rumors and
Psychological Factors Related to COVID-19
}

石橋 真帆**, 関谷 直也***

Maho ISHIBASHI and Naoya SEKIYA

\begin{abstract}
The current study aims to figure out factors related to "Infodemic" (spread of rumors) from the perspective of social psychology. We conducted an online survey on 2000 participants (age range: 15-59) from May 8 to May 11, 2020. We found that $88.7 \%$ of participants used TV to get information about COVID-19. It seemed that the people were relatively serious about COVID-19 information considering that they used about three information sources on average and easily did not trust information sources except for scientists. Besides, we found three results relating to infodemic. First, the extent of spreading rumors depended on what the rumors described. Our results showed that participants were aware of and trusted rumors which described victims nearby. Second, consumption of official online news media was associated with awareness of rumors. Third, infection anxiety and distrust for administration or media had an association with spreading rumors.
\end{abstract}

Key Words: COVID-19, rumor, infodemic, anxiety, distrust
## 1. はじめに

2019年末から2020年にかけて流行が急拡大し,全世界に社会的混乱をもたらした新型コロナウイ ルス感染症は，健康被害と同時に様々なリスクを もたらした。中でも，2月のミュンヘン安全保障会議にて世界保健機構 (WHO) のテドロス事務局長に より公言された「インフォデミック (infodemic)」 (WHO，2020）すなわちうわさや誤報の氾監に関 する問題は本邦におけるメディア報道でも頻繁に 取り上げられた。

確かに，大規模自然災害等の社会混乱時には，流言が流布しやすい（三上，2004, p. 41)。古典的
な流言研究で知られる Allport and Postman (1947= 1952）は，誤った流言の流布は，対峙する問題の 曖昧さとその個人的な重要さに比例すると指摘し ているが (p. 54)，妆害時は瞬時に情報を取得した くとも難しい，まさに曖昧な状況である。実際 に，2011年の東日本大震災時にも真偽不明のう わさが流布したとされる（関谷，2011）。新型コロナウイルス・パンデミックは自然災害 と同一視はできないものの, 社会不安が高まる点 では類似している。事実, このような社会的, 学術的背景を踏まえ, すでにパンデミック下の流言 に関する調査がいくつか行われている。例えば,

Table 1 Terms relating to "Rumor" in Social Psychology

本邦では総務省（2020）が流言への接触やその拡散等の全般的状況について調査を行っている。ま た，福永 (2020) は2020年2 3 月頃に発生したト イレットペーパーの買いだめ事例に焦点を当て，当時の「トイレットペーパーが不足する」という 流言に対する人々の心理や情報源，およびTwitter や報道の動向をも含めて包括的な考察を行ってい る。これらの調査はいずれも記述的性質が強く,流言を信じたか否か，どこから情報を得たか，そ の後どう行動したかという実態はおおよそカバー されている。しかし，2021年4月現在において学術的関心を中心に据えた本邦の研究論文は未だ数少ない。ゆえに，なぜ「信じ」「拡散する」のか については深く掘り下げられていないのが実情で ある。

よって, 本研究では新型コロナウイルス・パン デミック下の流言に関わる心理的諸要因を探索的 に検討する。加えて，先述の既存調查との整合性 の確認や付加的情報の記述という目的から，情報源や流言認知等の実態も併せて検討する。なお,真偽不明の情報に関する呼称はデマ, フェイク ニュースなど，多様に存在する。本研究では，社会学, 社会心理学, 社会情報学分野の既存文献に おける使用例 (Table 1) に準じ,「流言」という呼称にて統一する。

## 2. 調査概要と基礎的分析

## 2.1 調査概要

流言を対象とした研究の中では，Twitter等の ソーシャルメディアのデータを用いて解析を行う ものが散見される (e.g. Gallotti et al., 2020; Zhang et al., 2021)。しかし, 本研究は流言に接触する個人に紐づいた要因に関心があり，加えてソーシャ
Table 2 Detail of the Online Survey

$\mathrm{n}=2000$

Figure 1 Information Source about COVID-19 (multiple answers)

ルメディア利用に伴う流言の流布のみならず，俯瞰的に流言のダイナミズムを捉えることを志向す る。よって，個人の信念等が予め構造化された形 で得やすい，かつ情報源に関わりなく回答が得ら れる自己回答式の調査デー夕を用いて分析を行う。

調查概要を Table 2 に示す。データ収集は, 情報流通に関する意識全般について実態把握を行う目的の下，LINEユーザーを対象にしたスマート フォン Web調査によって行われた。本調査はモ ニター調査のため，2000票を上限として回収を 実施した。

なお，調査はNHK（日本放送協会）と筆者らの 共同調査として実施されており，調査票の設計は 筆者らが行った。このような LINEユーザーへの 限定的な調査は, 統計的分析の観点から注意が必要だが，コロナウイルス感染拡大初期のデータと して一定の意義を有するものである。

## 2.2 「情報の受け手」の実態

最初に，新型コロナウイルス・パンデミック下 の情報行動について基本的な把握を行う。 まず，回答者がどこから新型コロナウイルスに 関する情報を得ていたのか尋ねた (Figure 1)。結果

として，おおよその人がテレビから情報を得てい たことが分かった $(88.7 \%)$ 。次に回答率が高いも のはニュースサイト・アプリである $(69.4 \%)$ 。そ の他では， 3 割程度の人がSNS $(34.9 \%)$, 家族や友人との会話 $(33.9 \%)$ から情報を得ていた。トラ ディショナルなマス・メディアである新聞の利用率は $23.2 \%$ と低い。情報源間の相対的な傾向は総務省 (2020) とおおむね一致していた。

また，参照した情報源の数，および「新型コロ ナウイルスに関して見聞きした時間」（以降新型

Table 3 Mean and Median of Information Behavior Index

$\mathrm{n}=2000$

$\mathrm{n}=2000$

Figure 2 Reliable Information Source about COVID-19 (multiple answers)
コロナ情報接触時間と表記）についても把握し た。なお, 情報源の数については, Figure 1 におけ る「その他」以外の情報源を全て合算して算出し た。

結果として, 参照情報源の数は平均 3.12 , 中央值 3.00 であり, 多くの人が 3 つ程度の情報源を利用して新型コロナウイルスの情報を収集していた ことが分かった。

また，コロナ情報接触時間に関しては，理解を 容易にするために順序尺度を比例尺度に変換し (「全く見聞きしなかった」=0 時間, 「30分未満 $=0.5$ 時間, $\lceil 30$ 分以上 2 時間未満 $\rfloor=1.25$ 時間, $\lceil 2$時間以上 4 時間未満 $\rfloor=3$ 時間, 「4時間以上 6 時間未満 $\rfloor=5$ 時間, $\lceil 6$ 時間以上 8 時間未満 $\rfloor=7$ 時間, 「8時間以上 10 時間未満 $\rfloor=9$ 時間, 「 10 時間以上 12 時間未満 $\rfloor=11$ 時間, 「 12 時間以上 $\rfloor=12$時間), 平均値を算出したところ，1.57時間となっ た。各代表値をまとめたものを Table 3 示す。

さらに，信頼できる情報発信者について尋ねた (Figure 2)。最も回答率が高かったのは「新型コロナ ウイルスについて発信している科学者・研究者」 であった $(26.0 \%)$ 。しかし, 同程度の割合で「信頼できるものはない」という回答も見られた $(24.7 \%)$ 。「テレビや新聞, メディアやジャーナリ スト」に対する回答は相対的には2番目に高い割合を示しているが, 決して高い値ではない $(13.7 \%)$ 。

次に，「新型コロナウイルスに関する情報につ いて感じていること」を尋ねた (Figure 3)。結果 として, 大半の人が「どれが信頼できる情報か見

$\mathrm{n}=2000$

Figure 3 Feeling for Information Environment during the COVID-19 Pandemic (multiple answers)
分けるのが難しい」と回答した $(58.8 \%)$ 。また,「誤った情報やデマが広がっている」(39.5\%)「感染拡大につながるような楽観的な情報は危険たとと 思う」 $(38.8 \%)$ と一定の人が情報流通に対する警戒感を示す様子が見られた。

また，「真実が報道されていないように思う」 $(32.8 \%)$,「真実がわざと隠されているように思う」 (26.1\%) と，公的メディアや機関に対し不信感を 抱くような回答も見られた。

なお,「新型コロナウイルスの情報に関して, 自分がほしい情報を入手できていない」について回答率は低く $(16.7 \%) ，$ 回答者にとって「情報不足」 の状態は比較的生じていなかったと推測される。

## 3. 流言流布の実態

本章では，パンデミック下の流言に人々がどの ように接したか，前章の結果を踏まえて分析す る。

## 3.1 流布した流言の実態

まず，調査時の2020年 5 月時点で，真偽不明と 見なした 4 の情報「自分が住んでいる市区町村 で, 『O○ (場所) で感染者が出た』『 $\times \times($ 名前 $)$ が感染したらしい』など，感染源を特定する情報」「『新型コロナウイルスは武漢のウイルス研究室で作られた』など, 新型コロナウイルスの発生理由に関する情報」「『政府はPCR 検査数を抑え 感染者数を少なく見せている』など，国や公的機

$\mathrm{n}=2000$

Figure 4 Proportion of Rumors Awareness関を批判する情報」「『10秒息を止められれば感染していない』など, 新型コロナウイルスの治療・予防に関する情報」（以降，それぞれ「居住 する市区町村で感染源を特定する情報」「新型コ ロナウイルスの発生理由に関する情報」「国や公的機関を批判する情報」「新型コロナウイルスの 治療・予防に関する情報」と記述）について，「聞いたことがあり, 本当のことだと思った」「聞 いたことがあるが，本当のことだとは思わなかっ た」「聞いたことはない」の3 択にて回答を求め た (Figure 4)。

結果として，「聞いたことがあり，本当のこと だと思った」と回答した人が比較的多かったのは 「居住する市区町村で感染源を特定する情報」で 半数程度の人が当該情報を信じていた $(52.0 \%)$ 。一方で「新型コロナウイルスの治療・予防に関す る情報」は半数以上の人が「聞いたことはない」 $(72.0 \%)$ と回答している。なお，前者については 認知者ベースで割合を算出した上でも，信じた人 の割合が高かった (75.4\%：Figure 5)。

## 3.2 流言流布関連要因の探索的検討

次に, 先の4つの流言について, (1)認知(2)信頼 (3)伝達という3つの情報処理レベルに分割して,心理的諸要因との関連性を探索的に検討する。

## 3.2.1 変数

## 流言認知数 $\cdot$ 信頼数 $\cdot$ 伝達数

流言について回答者が認知・信頼・伝達した数 をそれぞれ合算し，流言認知・信頼・伝達スケー ルを作成した。さらに, 分析に応じて, 各流言ス ケールを程度の大小を示す 2 值に再カテゴリー化 し (中央値より下の値を $\bigcirc$ 低群, 中央値以上の 値を○○高群とした) 利用した (Table 4)。

情報行動変数（利用情報源 - 参照情報源数 - 新型 コロナ情報接触時間)

言うまでもなく，流言は情報行動を介して伝わ る。よって, 流言の認知や信頼が特定の情報行動

Figure 5 Proportion of Rumors Trust

と関連するか否かを検討することは，その拡散プ ロセスを考える上で重要である。

分析に際しては，2.2で用いた利用情報源（利用／非利用の 2 值カテゴリー変数) ・参照情報源数・新型コロナ情報接触時間を用いた。なお, 新型コロナ情報接触時間については，時間換算をし ていない順序尺度のものを分析に用いた。

## 新型コロナ情報への認識

特定の心理的傾向性と流言流布の関連を把握す るため, 2.2 で用いた「新型コロナウイルスに関 する情報について感じていること」を「該当／非該当」の2 値カテゴリー変数として用いた。

## 感染への不安

不安感は流言流布の基本的要因と考えられてい る (Rosnow and Fine, 1976=1982)。本研究では「新型コロナウイルスに，ご自身が感染する可能性に ついて，どう感じますか？」と尋ね，7件法（「と ても不安を感じる」〜「まったく不安を感じない」，分析時には「全く不安を感じない」を 1 ,「とても 不安を感じる」を7ポイントとなるように得点化)

Table 4 Detail about Rumors Scale and Rumors Categories

 & 中央値 & カテゴリー \\

信頼 & 341 \% & $0-4$ & 2.0 &  \\
伝達 & 341 \% & $0-4$ & 1.0 &  \\

※流言信頼と流言伝達を用いる分析は，4つの流言を全 て認知した人 $(n=341)$ のみを対象とする。
にて回答を得たものを順序尺度として用いた。

## デモグラフィック要因

分析に応じて年代（10代～50代の 5 段階）を含 めた検討を行った。

## 3.2.2 (1)流言の認知一どこで知ったか

人々は一体流言をどこで知ったのか。特定の情報源の利用と流言認知に関連性があるか, 流言認知カテゴリーを用いてクロス集計表および $\chi 2$ 検定により関連性を検証した (Table 5)。なお, 後述 の「4. 結論」においても再度言及するが, 本研究 のようにサンプルサイズが大きく, 自由度の小さ い条件で $\chi^{2}$ 検定を行う場合には検定結果が有意 となりやすい。ゆえに, 以降の分析全体を通して 解釈には十分注意を払う必要がある。

結果として，0.1\%の有意水準で「テレビ・新聞社の Webサイト・アプリ」 $\left(\chi^{2}(1)=18.797\right) 「 ま$ とめサイト」 $\left(\chi^{2}(1)=13.615\right) 「 ニ ュ ー ス サ イ ト ・$ アプリ」 $\left(\chi^{2}(1)=35.365\right), 1 \%$ の有意水準で「家族 や友人とのメールやメッセンジャー」 $\left(\chi^{2}(1)=\right.$ 8.352）「家族や友人との会話」 $\left(\chi^{2}(1)=9.045\right)$ の利用者について流言認知高群が多い傾向が見られ た。なお,「新聞」 $\left(\chi^{2}(1)=3.507\right) 「 ラ シ ゙ オ 」\left(\chi^{2}(1)\right.$ $=3.741 ）$ は $10 \%$ 水準で有意傾向となった。本結果 を踏まえると，前述の情報源を使用することで流言を認知した可能性が高い。

なお, 関連性が認められたインターネット・メ ディアに関して, 併用による疑似相関も疑われ る。つまり, 公式インターネット・メディア（テ レビ・新聞社のWebサイト・アプリ, ニュース サイト・アプリ) は非公式である「まとめサイト」 の併用や家族・友人とのやりとりによって, あた かも流言認知と関連するように見えた可能性があ

Table 5 Association of Rumors Awareness with Media Consumption (Chi-squared Test)

$\mathrm{n}=2000,{ }^{* * *} \mathrm{p}<.001,{ }^{* *} \mathrm{p}<.01, \dagger \mathrm{p}<.10$, セル内は各情報源利用者/非利用者に占める認知高群の割合
石橋・関谷：新型コロナウイルス感染症に関する流言流布の実態と心理的要因

Table 6 Controlling Table 5 Results by Non-official Media (Chi-squared test)

 \\

$\mathrm{n}=2000,{ }^{* *} \mathrm{p}<.001,{ }^{* *} \mathrm{p}<.01,{ }^{*} \mathrm{p}<.05$, セル内は各情報源利用者 /非利用者に占める認知高群の割合

る。

そこで，3重クロス表にて「まとめサイト」「家族や友人とのメールやメッセンジャー」「家族や 友人との会話」利用を統制したところ,「テレビ・新聞社のWebサイト・アプリ」と「ニュースサ イト・アプリ」の双方について流言認知との関連性が部分的に消失した (Table 6)。詳しくは，「ま とめサイト」と「家族や友人とのメールやメッセ ンジャー」利用者において公式インターネット・ メディアと認知の関連が見られなくなった。つま り,これらの利用者は, 当該非公式メディアに よって流言を認知している可能性が高い。しか し, 前述の非公式メディア非利用者と「家族や友人との会話」については統制後も傾向が変わら ず，公式ネット・メディアからも流言を認知して いるケースは存在すると考えられる。

このように，ニュース系の公式インターネッ ト・メディアで流言認知との関連が見られたこと は本結果の特徴と言える。家族・友人とのやりと りに関して関連が見られることは，口伝えのコ ミュニケーションを元祖とする流言の性質として 何ら驚くことではないが，公式ニュースメディア は本来流言を淘汰するものである。本結果の解釈 としては，流言そのものに接触した可能性，およ び「流言に対する注意喚起」の内容に接触した可能性が挙げられる。よって，流言が認知された文
Table 7 Correlation between Generation, Anxiety, Information Behavior and Rumors Trust (Spearman Rank Correlation)

 \\

脈を考慮した上で再度流言の「送り手」が何だつ たのか検証する必要がある。

## 3.2.3 (2)流言の信頼一だれが信じたのか

次に，流言を認知した上で信じたか，否かに焦点を当てる。先述の4つの流言について全て認知 した人（n=341）を分析対象として，参照情報源数，新型コロナ情報接触時間，感染への不安感，年代のそれぞれについて，流言信頼スケールとの スピアマンの順位相関係数 $\rho$ を求めた (Table 7)。結果として，感染への不安感が $0.1 \%$ 水準で有意な正の相関係数を示した $(\rho=0.242)$ 。

すなわち, 回答者は感染への不安感が高いほと 多くの流言を信じる傾向を持っている。しかし，値は決して大きなものではなく，因果関係も不明 であることに注意が必要である。つまり，感染へ の不安が高いから，多くの流言を信じてしまうの か，多くの流言を信じることによって不安になっ ているのか，本結果からは分からない。なお，年

Table 8 Association of Rumors Trust with Feeling for Information Environment (Chi-squared Test)

$\mathrm{n}=341,{ }^{*} \mathrm{p}<.05,{ }^{* *} \mathrm{p}<.01,{ }^{* * *} \mathrm{p}<.001$, セル内は各項目該当者/非該当者に占める信頼高群の割合

代に関しても $5 \%$ 有意水準で正の相関係数を示し た $(\rho=0.121)$ 。しかし, 不安感と同様に順位相関係数の値は小さく，結果は慎重に見るべきだろう。

次に, クロス集計と $\chi^{2}$ 検定によって新型コロナ 情報への認識と流言信頼カテゴリーとの関連性を 検討した (Table 8)。結果として,「どれが信頼でき る情報か見分けるのが難しい」 $\left(\chi^{2}(1)=4.00, \mathrm{p}\right.$ $<.05)$ ，「真実が報道されていないように思う」 $\left(\chi^{2}(1)=8.50, \mathrm{p}<.01\right)$, 「真実がわざと隠されている ように思う」 $\left(\chi^{2}(1)=15.15, \mathrm{p}<.001\right)$ について，当該項目への該当/ 非該当と信じた流言数の多葟に 関連が見られた。「真実が報道されていないよう に思う」「真実がわざと隠されているように思う」 は報道機関や政府等への不信感を表す項目であ り、いずれもあてはまる人の方が流言を信じてい た。すなわち，公式の情報を信頼しない人がより 流言を信じやすい可能性が示唆されており，当然 の結果と言える。

また，「どれが信頼できる情報か見分けるのが難 しい」にあてはまる人も，流言信頼高群への該当割合が高い傾向にあった。よって, 情報の判断に 困難を感じる人ほど容易に流言を信じやすいと解釈できる。あるいは，情報リテラシーの低さとい う第 3 変数が流言信頼の高さ，および情報判断へ の苦手意識双方に影響を与えている可能性もある。 ちなみに，利用情報源と流言信頼の関連性につ

意な差異は確認されなかった（結果は省略）。先 の分析結果を踏まえると，情報源の種類や情報へ の接触時間と言った外在的な要素よりも不安感 や，政府・メディア等への不信感，情報判断の難 しさの認知と言った内在的な要素の方が流言を信 じることにつながる可能性が高い。

## 3.2.4 (3流言の伝達一だれが広めたのか

最後に，流言の伝達について分析した。まず， ここまで言及してきた 4 の流言について他者に 伝達を行った回答者の割合を示す (Table 9)。「居住する市区町村で感染源を特定する情報」 $(56.3 \%)$以外は誰かに伝えた人の割合が比較的低いことが 分かった。

次に流言について，4つ全て認知した人 $(\mathrm{n}=341)$ を母数とし，参照情報源数、コロナ情報接触時間，感染への不安，年代のそれぞれについて，流言伝達スケールとの順位相関係数 $\rho$ を算出した (Table 10)。結果として,「感染への不安」につい てのみ弱い有意な正の相関係数を示した $(\rho=$ 0.184， $\mathrm{p}<.01$ )。この傾向は流言を信じるか否か検討した際と一貫しており，不安感が流言の流布の 要因として関わっている可能性を示唆している。伝達の場合，逆の因果の方向性，すなわち流言の 伝達を行うことでかえって不安になることは通常 の感覚からは考えにくいが，本結果を基盤として 再度因果の検証を行う必要がある。次に，クロス集計と $\gamma^{2}$ 検定によって情報に対す る意見と流言伝達の関連性を検討した結果を示す (Table 8)。結果として,「真実が報道されていない ように思う」 $\left(\chi^{2}(1)=4.687, \mathrm{p}<.05\right)$ について，該当者に流言伝達高群が多いことが分かった。

また，「誤った情報やデマがひろがっている」 $\left(\chi^{2}(1)=3.063, \mathrm{p}<10\right)$ と「真実がわざと隠されて いるように思う」 $\left(\chi^{2}(1)=3.049, \mathrm{p}<.10\right) \quad$ との関連 も $10 \%$ 水準で有意傾向となった。「誤った情報や デマがひろがっている」については非該当者の方 が，「真実がわざと隠されているように思う」に ついては該当者のほうがやや伝達高群に該当する 回答者が多いという結果であった。

## 4. 結論

本研究の結果を以下にまとめる。

【情報の受け手の実態】新型コロナウイルス・パン デミックにおいて人々の多くはテレビから情報を 得ていた。また，インターネット上のニュースサ イト・アプリ等から情報を得る人も多かった。回答者は平均的に約 3 つの情報源を利用し，新型コ ロナ情報の収集に1日約 1 時間半を費やしていた。

信頼できる情報発信者としては科学者や研究者 が筆頭に挙がり，その他については全般的に信頼 が低かった。いずれの情報発信者も信頼しないと いう人も科学者・研究者と同程度存在した。

情報の信頼性判断については大半の人が難しい と感じていた。一方で，情報不足を感じている人 は $20 \%$ 以下と少なかった。

Table 9 Proportion of Rumors Transmission

 & & \\
 & $\mathrm{n}=561$ & $23.2 \%$ \\
 & & \\
 & $\mathrm{n}=1664$ & $29.0 \%$ \\
 & & \\
 & $\mathrm{n}=1503$ & $29.5 \%$ \\

Table 10 Correlation between Generation, Anxiety, Information Behavior and Rumors Transmission (Spearman Rank Correlation)

 \\

【流言流布の実態】「居住する市区町村で感染源を 特定する情報」については認知し，かつ信じた人 が全体の半数程度存在した。「新型コロナウイル スの治療・予防に関する情報」はそもそも認知し た人が全体の4分の 1 以下であった。

(1)認知：流言の認知と関連する情報源を分析した ところ，インターネット上のニュースメディアや まとめサイトおよび身近な人との個人的やり取り が関連する可能性が高いという結果になった。

(2)信頼：流言の信頼には感染への不安感の高さ と，年代の高さが若干関係している可能性が見ら れた。また, 情報への認識との関連では, 情報判断への難しさを感じることと政府やメディアへの 不信感につながる項目が流言信頼の高さと関連し ていた。

(3)伝達 : 流言を認知した人のうち他者に伝達した 人は「居住する市区町村で感染源を特定する情報」以外は $30 \%$ 以下と比較的少なかった。流言の伝達には感染に対する不安感の高さが若干関連していた。また, 情報への認識との関連で は，流言信頼とほほ同様に政府・メディアへの不信感につながる項目の1つが関連を示し，不信感 が流言拡散の一要因となり得ることが示唆された。以上の分析結果から指摘できるのは次の 3 点て ある。第一に，「インフォデミック」という表現の 不適切性である。本調査は日本国民が対象であり，世界的な事情には言及し得ないが，少なくとも日本において情報が氾濫し，混乱が起きていると いった状況を漠然と捉えることには注意を要する。実際, 居住地域の感染者に関する流言は一定程度信じられ拡散していたが，その他の流言は混乱 をきたすほどに拡散したとは言い難い。さらに，受け手は平均的に 3 つ程度の情報源を参照してい

Table 11 Association of Rumors Transmission with Feeling for Information Environment (Chi-squared Test)

 & $65.6 \%$ & $69.7 \%$ & $.398(1)$ & \\

$\mathrm{n}=341,{ }^{*} \mathrm{p}<.05, \dagger \mathrm{p}<.10$ セル内は各項目該当者/非該当者に占める伝達高群の割合

た上，情報源全般に対する信頼が低かった。よっ て，断定はできないが，人々は情報に対して比較的慎重になっていたと推測される。もち万ん，流言による実害を測る絶対的な指標など存在しない ため混乱がなかったとは言えないが, 本研究にお ける各流言の相対的な信頼, 拡散度合から考元 て, ファクトチェック等で対策すべき流言に優先順位を付すべきではないかと考える。

第二に，身近な人との会話だけでなく，ニュー スメディアから流言を認知する人がいる可能性へ の対応である。本研究では流言認知について，流言それ自体と流言に関する注意喚起の情報（例え ば,「『新型コロナウイルスは中国の生物兵器』と いう情報はデマである」という情報）を区別してい ない。そのため，公式ニュースメディア利用者に おいて流言認知者が多かったのは，注意喚起情報 も同時に考慮されたからという解釈もまた可能で ある。今後の研究では, 内容分析等により各メ ディア内の流言顕現の文脈を把握する必要がある。

なお，流言流布の文脈で語られることが多い (e.g. WHO, 2020) ソーシャルメディア利用につい て本研究で関連性は認められなかった。Galloti et al.（2020）は国による差はあれど，概して感染状況が悪化する際にはTwitter上で信頼できる情報 が優勢となり，インフォデミックのリスクが小さ くなると指摘する。このような自浄作用も緊急時 の情報環境整備にあたって考慮していくべきだろ う。

第三に，流言流布の要因としての不安感および 不信感である。先行研究の知見と同様に不安感の 高い人はやや流言を信頼，伝達する程度が高かっ た。よって, 改めて不安感は流言流布の際に考虑 すべき主要な要因である可能性が高いと言える。 しかし, 本研究では「感染への」不安感にしか触 れておらず，パンデミック下で経験する経済面へ の不安など多様な側面にアプローチすることはで きなかったため，今後の検討を要する。

また, 政府・メディア等への不信感について考 える際には，Knapp (1944) が参考になる。Knapp （1944）は流言を口伝えで情報を伝えるものであ り，また感情，特に願望，恐怖，敵意を発露させ るものと捉えている。よって，日頃政府・メディ アに対し不信感を持つ人，あるいはそれらのパン デミック下の対応について不信感を持つ人がスト レス状況下に置かれた際，流言として敵意を噴出 させることはもっともらしい反応であると言え
る。

不安感や不信感に対してはコントロールできる 類の要因ではなく, 実践的な対策を行うことは難 しい。そもそも，感情を昇華させる，カタルシス 的行為として流言の伝達が為される場合, 直接的 な流言対処という姿勢から再考が必要だろう。

以上のように，本研究ではパンデミック下に掠 ける流言の実態と蓋然性の高い関連要因を導出し た。しかし, 本研究の限界として, 統計的分析で 大規模サンプルを扱ったため，ごく小さな傾向に よって帰無仮説が棄却されてしまった可能性があ 子(保田, 2004)。由えに, 有意確率 $5 \%$ や $10 \%$ と いった比較的「緩い」基準における検定結果は参考程度と見なさざるを得ない。加えて, LINE ユーザーに限定した標本抽出からも, 統計的一般化は難しい。しかしながら, 本研究はパンデミッ ク初期段階の流言流布の状況と心理を捉えた研究 として少なくとも 1 つの研究の方向性を示すこと には成功した。本研究を足掛かりとして, さらな る妥当性の検証, そして, 要因や因果関係に関す るより踏み达んだ知見の報告が期待される。

## 謝辞

執筆に際し, 三浦將太氏 (東京大学大学院学際情報学府）にはソーシャルメデイア研究の観点か ら, 先行研究等について貴重な助言をいたたい た。ここに記して謝意を表す。

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# 【資料論文】
## ドイツにおける高レベル放射性廃棄物の地層処分方策および サイト選定手続が地層処分施設の立地受容に与える効果*

\author{
Effects of Management Strategy and of Site Selection Process \\ for High-level Radioactive Waste Disposal \\ on Acceptance of Siting Repository in a Germany Case \\ 大澤 英昭**, 広瀬 幸雄***, 大友 章司****, 大沼 進***** \\ Hideaki OSAWA, Yukio HIROSE, Shoji OHTOMO and Susumu OHNUMA
}

\begin{abstract}
This study examined effects of a management strategy and of site selection process for high-level radioactive waste disposal on acceptance of siting repository in a German case. Data from 1,000 German residents, assigned by population composition ratio of 16 states, were collected in 2018 by internet survey. We considered evaluation of two policies: management strategy and site selection process. We also hypothesized own and national evaluations of the policies were relevant factors on the acceptance of siting repository. Results indicated that own evaluation of management strategy and site selection process directly had an effect on acceptance of siting repository, while own and national evaluation of management strategy had effects on own and national evaluation of site selection process, respectively. In addition, latent variables affected by the policies were different depending on which policy and/or which evaluation. National evaluations of both policies had effects on personal benefit, while own evaluations of both policies had effects on social benefit. Own evaluation of management policy had an effect on intergenerational subjective norms, while national evaluation of site selection process has an effect on stigma.
\end{abstract}

Key Words: public acceptance, distributive fairness, procedural fairness, interpersonal fairness

## 1.はじめに

NIMBY(Not In My Back Yard) とは，必要な施設

ではあるものの，自分の住む地域の近くに建設さ れると迷惑がられる施設の立地に対し，当該市民 の意識や態度を表す「我が家の裏庭ではダメ」と
いう意味の言葉である (Burningham et al., 2006)。 この特徴を有する施設立地の合意形成は, 社会全体での便益 (受益) と周辺住民のリスク（受苦） との不均衡があるため容易ではないとされる。本稿では，NIMBY的特徴を有する施設の中でも，

最も忌避的な施設と考えられている (Easterling, 2001) 高レベル放射性廃棄物（High-Level Radioactive Waste，以下 HLW）の地層処分施設の立地を取り 上げる。

HLW地層処分施設の立地に関しては, 1990 年代，欧州では事業主体により「“Decide，announce and defend" model」というやり方で立地が進めら れていたが，地域社会との対立が生じ，その計画 が遅延した経緯がある。その後,「“Engage, interact and co-operate" model」という双方向的な市民参加手法を取り入れて改めてサイト選定が進められ (OECD Nuclear Energy Agency, 2021), フィンラン ドやスウェーデンなどでは処分サイトが決まり， フランス，スイス，カナダなどで処分地選定のた めの調査が進められてきている（経済産業省資源 エネルギー庁，2021）。

このような NIMBY 的特徴を有する施設の一つ である HLW地層処分施設の立地に関し, 総論で ある地層処分方策と各論であるサイト選定手続の 評価の状況が立地の受け入れに与える影響を明ら かにし，その解決に向けた取り組みやリスクガバ ナンス構築に向けての知見を提示することは，リ スク研究分野の一つの課題と言える。

## 2. HLW地層処分施設の立地受容の規定因 とプロセスモデル

HLW 地層処分施設の立地受容プロセスのモデ ルについては，手続き的公正，分配的公正および 対人的公正の 3 つの側面を含めた包括的なモデル が検討されてきた (Besley, 2010, 2012; Ohtomo et al., 2020)。

まず，立地受容プロセスモデルにおいては，決定プロセスの進め方の公正さとして手続き的公正 が受容に影響すると仮定されている（大友ら， 2014)。公正研究の分野において, 公正な手続き （例えば，透明性，参加機会，意見反映）によっ て決められた場合，たとえ望まれない結果になっ たとしても，人々がその決定を受容する傾向があ ることを示している (Lind and Tyler, 1988)。中．低レベルの放射性廃棄物の貯蔵管理施設の事例に おいて，市民が関与できる公正な手続きが保証さ れると感じられる場合に処分の必要性を認めるな ど，立地の決定において重要であることが指摘さ れている(Krütli, et al., 2010)。

次に，分配的公正に関する要因として便益評価 については, 自分の住む地域に HLW 地層処分施設が立地されるような場面では, 便益評価が施設 の受け入れにほとんど影響を及ぼさないとされて いる (Flynn et al., 1992)。一方, 先行研究 (大友 ら，2014；大澤ら，2016）が検討する立地受容プ ロセスモデルでは, 便益評価を社会的便益と個人的便益に区分してその影響が検討されている。日本の HLW 地層処分の事例（大友ら，2014）にお いては, 個人的便益が受容に与える影響は小さい が, フランスの事例では社会的便益より個人的便益の方が受容に影響を及ぼしている（大澤ら， 2016)。さらに, 英国の HLW 地層処分施設の立地 を事例とし, 個人的便益が社会的便益に影響を与 えるモデルが提案されている (Ohnuma et al., 2015)。

また，立地受容プロセスモデルの対人的公正に 関する要因として, スティグマ, 世代間主観的規範が仮定されている（大友ら，2014；大澤ら， 2016)。放射性廃棄物の問題では, 倫理的な観点 から反発が生じることがあり (Seidl et al., 2013),特に, 放射性廃棄物を処分することによる長期の 安全性の問題が，将来世代に影響を与えることに なることから，世代間の公正が問題となると指摘 されている (Mackerron and Berkhout, 2009)。この ような観点から, 地層処分施設を受け入れること で「放射能で污染された町」と見られる懸念であ るスティグマや，世代を超えた影響に対する責任 である世代間主観的規範は, 受容の大きな阻害要因として考えられる。また, フランスのHLW地層処分の事例で，スティグマが立地受容に影響を 与える結果 (大澤ら, 2016) となる一方で, 日本 の HLW地層処分を事例では, スティグマは受容 に直接的に影響を与えていないものの, 世代間主観的規範を介して受容に影響を与える結果 (大友 ら, 2014）となっている。

最後に, リスク研究分野では, 科学技術分野の 受容の要因として, リスク認知, 信頼, 感情があ げられている。リスク認知は, 放射性廃棄物の施設立地に関しても，その受容に影響を及ぼすとさ れてきた (Slovic et al., 1991)。日本の HLW 地層処分の事例では, リスク認知が受容に直接影響を与 えていた (大友ら，2014）。一方で，フランスあ るいは英国を事例とした先行研究 (Ohnuma et al., 2015; 大澤ら，2016）ではリスク認知は直接受容 には影響を与えず，スティグマや世代間主観的規範を介して受容に影響を与えるとしている。信頼 は様々な科学技術分野で, その受容を左右する重
要な規定因であることが指摘されている（Earle， 2010; Poortinga and Pidgeon, 2006; Slovic, 1999)。 HLW 地層処分施設に関する立地の研究でも，信頼がリスク認知とスティグマに影響を及ぼすこと が確認されている (Flynn et al., 1992)。一方，先行研究 (大友ら，2014; 大澤ら，2016）では, 信頼 はスティグマに影響を与えず，手続き的公正や社会的便益に影響を与える結果となっている。ま た，感情は，様々な認知にバイアスを生じさせ る。これまで, Keller et al. (2012) や Siegrist et al. （2006）は感情的評価と原子力発電の選好との関連 を示唆し，Besley (2012) は，原子力政策の受け入 れにおいて，感情的評価が公正性の判断を左右す ることを指摘している。HLW地層処分施設に関 しても，否定的な感情を持つ人は，より不公正で 信用できないと感じ，その政策に反対する傾向を 示すとされている (Slovic et al., 1991)。先行研究 （大友ら，2014；大澤ら，2016）では，感情は手続き的公正や分配的公正の一つである社会的便益 に影響を与える結果となっている。このように，立地受容プロセスモデルでは，リスク認知，信頼, 感情は, 他の要因に先立ち様々な要因に影響 を及ぼすと仮定されている（大友ら，2014）。

## 3. 本研究の目的と調査対象

## 3.1 本研究の目的

HLW 地層処分事業を進めるためには，総論で ある地層処分方策の選択と，各論であるサイト選定手続の選択の意思決定が必要になる。そもそも 地層処分方策やサイト選定手続きに自ら納得して いなければ，立地も受け入れられないことも想定 される。しかし, 先行研究 (例えば, 大友ら, 2014 ; 大澤ら，2016）では， HLW地層処分施設 の立地受容の規定因とそのプロセスモデルに関す る研究が行われてきているが，総論である地層処分方策あるいは各論であるサイト選定手続の評価 が，実際に自分の住む地域がサイトとして選定さ れた場合の立地の受け入れにどのように影響する のかについては検討されていない。

また, 総論, 各論の各政策が立地受容プロセス モデルの個々の規定因に与える影響が異なるかも しれない。さらに, 総論, 各論の各政策の評価の 状況，具体的には自らその政策を納得していると いう状況と，国民全体が賛同している状況では，立地の受け入れやそのプロセスモデルに与える影響が異なる可能性がある。例えば，サイト選定手続については，その方法や手続きを国民全体が賛同している状況であれば，その手続きに従い進め られることが公正だと感じ，自分の地域がサイト として選ばれた際，より受け入れざるを得ないと 判断するかもしれない。また，これまでの先行研究 (Di Nucci and Brunnengräbe, 2017; 飯野ら, 2019など）によると，金銭的補償が逆効果にな るか，あるいは効果がないとされており，自らの 利益（個人的便益）を意識するのは非倫理的と感 じると推察される。このような状況の中でも，地層処分方策およびサイト選定手続が国民全体で賛同されていると推測できれば，個人的便益も感じ られるのではないかと推測される。さらに，上記 の流れで個人的便益が感じられれば, Ohnuma et al.（2015）が示すように，より社会的便益も感じ られ，立地受容にも影響を与える可能性も考えら れる。

そのため, 本研究では, 総論である地層処分方策の自らの評価（以下，地層処分方策の評価）や 国民全体での評価の状況（以下，地層処分方策の 国民評価），各論であるサイト選定手続の自らの 評価（以下，サイト選定手続の評価）や国民全体 での評価の状況（以下，サイト選定手続の国民評価）が立地受容プロセスモデルの個々の規定因や 立地受容にどのような影響を与えるのか，を明ら かにすることを目的とする。

## 3.2 ドイツにおける地層処分事業の概要

本研究では，地層処分方策とサイト選定手続を 改めて見直したドイツを調查対象とする。ドイツ では,「"Decide, announce and defend” model」とい うやり方でゴアレーベンの岩塩ドームがHLW地層処分施設の候補地とされたことに対しデモや封鎖が多数行われるとともに，様々な調査が行われ てきたが，科学者の間でも立地の適性などに関し 様々な論争があった（シェアツベアクら，2018）。日本における 2011 年の福島第一原子力発電所事故を受け, 1998年に成立した連立政権の下で進 めてきた脱原子力政策がさらに進められた。ま た,「安全なエネルギー供給のための倫理委員会」 において将来のエネルギー政策に関する重点課題 の一つとして放射性廃豪物処分が取り上げられ，「極めて厳格な安全要件に基づいて, 回収可能な 方法を用いて処分を行うことを御告する。これに よって, 国内で最終処分サイトとしての適性調査 を行う対象地域が，ゴアレーベンだけでなく，拡
大されることになる。」(原子力環境整備促進・資金管理センター, 2011）とされた。そして, 2013 年には「発熱性放射性廃棄物の最終処分場のサイ 卜選定に関する法律」(2017年に「高レベル放射性廃棄物の最終処分場のサイト選定に関する法律」に名称変更）が制定，高レベル放射性廃棄物処分委員会が設置され，2016年に当委員会の勧告を含む最終報告書が取りまとめられた（経済産業省資源エネルギー庁，2021）。当委員会では，高レベル放射性廃棄物の処分の解決策のオプショ ンが評価され，長期にわたって高レベル放射性廃棄物の安全を担保するためには, 地下深部の地層 に最終処分することが唯一の方法であることが確認された（原子力環境整備促進・資金管理セン ター，2016）(Appendix (1)を参照)。

さらに, 本委員会でサイト選定手続や基準，公衆参加の方法などが改めて示され，これまで候補地とされていたゴアレーベンは白紙となり，改め てサイト選定が行われることとなった。2017年 には実施主体がサイト選定を開始したことを公表 し，ドイツ各地では情報提供イベントが行われた （経済産業省資源エネルギー庁，2021）（Appendix (2)を参照)。これにより，「“Engage， interact and co-operate" model」という双方向的な市民参加手法を取り入れた新たなサイト選定が開始されるこ ととなった。なお, HLW地層処分施設のサイト 選定に関連する組織等はAppendix (3) に示すとお りである。

ドイツのサイト選定は，ドイツ全土を対象とし て, 特定の場所を初めから優先したり除外したり したりしないという白地図の原則に従い，放射性廃棄物を長期にわたって閉じ达めるために，最大限可能な安全性を保証するサイトを段階的に絞り 达んでいくこととされた。広瀬ら(2018)では, こ のサイト選定手続では, HLW地層処分施設の候補地となりうる地域の住民は，「自分の地域の属性（どんな安全基準に該当しているか）」を知ら ず, 誰もが当事者となりうる（どの地域も候補地 となりうるということで, 負の遺産の分配が均等）という前提で開始されることになるとされて いる。そのような状況で, 地層処分施設建設の選定基準として何が重要かについて共通の認識を持 つことができれば，「もしも自分の地域が候補地 に選定されたとしても，その手続きは公正だとあ らかじめ合意していたので，その結果を受け入れ ざるを得ないと判断する」(広瀬ら，2018)，と
いった考えに相当するものと解釈されている。大澤ら(2019)では, これらについて, ロールズ (2010)が提唱した無知のヴェールの下での原初状態という考え方に基づいいる，と解釈すること ができる方法で, 現在スイスで進められているサ イト選定手続とも同じ考え方に基づくものである とされている。

本稿では，以上に示すように，「“Decide, announce and defend" model」という過去のやり方を一新し，「“Engage, interact and co-operate" model」という双方向的な市民参加手法を取り入れた新たな立地プ ロセスが開始され，国民にアナウンスされた時期 を捉えてアンケート調査を実施した。

## 4. 方法

調查は, 2018 年 11 月, インターネット調查会社クロス・マーケティング社を介して, ドイツの 調査会社のモニターから 16 州を人口構成比で割付募集し，1,000名に達した時点で調査を終了し た (有効回答票数は 1,000 )。な㧈, 無効回答は調查会社が確認した上で除外しており, 納品データ に含まれていなかった。その結果, 回答者の平均年齢が 52.8 歳, 男性 $50.6 \%$, 女性 $49.4 \%$ であった。質問紙の翻訳に関しては, 最初に調查会社が日本語からドイツ語に翻訳, 次に調査の趣旨を知らな い別の個人に依頼し, ドイツ語から日本語に翻訳 (back translation) した。さらにそれを研究者らが 確認し, 元の日本語と異なる意味になっていた場合は英語表現を含めて調査会社へ修正を依頼, 再度, 調查の趣旨を知らない別の個人が日本語に翻訳し (back translation) した。最後に, 研究者らが 元の日本語と back translation されたものが同一内容であることを確認した。な打, 本調査の内容に ついては北海道大学社会科学実験研究センター 研究倫理委員会の承認を得ている（受付番号; 03-09)。

## 4.1 調査手続き

調查では, これまでのドイツの HLW地層処分事業（原子力発電により発生したHLWを地下深部に埋設する事業）とこれまでの経緯とサイト選定手続を示した概略的な説明 (Appeidix(1)および （2）を提示し，地層処分方策の評価，地層処分方策の国民評価，感情評価，リスク認知について 測定した。次に, HLW地層処分事業に関わる組織の説明（Appendix (3)）をした後に, 処分事業

に関わる組織の信頼，サイト選定手続の評価，サ イト選定手続の国民評価を測定した。さらに，「もしあなたの暮らす地域がHLW地層処分施設の 建設地に選ばれた」という場面設定をし，個人的便益，社会的便益，スティグマ，世代間主観的規範, 手続き的公正，立地受容の測定を行った。

## 4.2 調査項目

個人属性と感情的評価を除く調査項目は, “1.全くそう思わない”から“5．非常にそう思う”の 5 段階評価で測定した。なお, ドイツでは, アン ケート調査の実施時期には，各政策に関し国民投票などは実施されてはいなかったため，地層処分方策およびサイト選定手続の国民評価は，各々の 回答者が，地層処分の方針 (Appendix (1))，サイ 卜選定（Appendix (2)）の規範的手続の考え方に 関し，国民がどのように反応すると推測するのか を回答者に尋ねた。

1）地層処分方策の評価：「私は，ドイツ国内のど こか適切な場所に高レベル放射性廃棄物を地層処分するという政策を受け入れられる」「高レベル 放射性廃棄物をドイツのいずれかの地域に地層処分するというする政策について，私は受け入れる」,「私は，高レベル放射性廃车物の地層処分に関する 政策を支持する」の3 項目を測定した $(\alpha=.71)$ 。

2）地層処分方策の国民評価：「高レベル放射性廃棄物をドイツのいずれかの地域に地層処分するこ とへの国民全体の合意は得られている」，「ドイツ で, 科学的特性を精查しながら, 高レベル放射性廃棄物の処分地選定調査を進めていくことに国民 は合意している」の2 項目を測定した $(\alpha=.73)$ 。

3）サイト選定手続の評価：「ドイツ国内から最も 安全な場所を地層処分地として選定する役割を専門家に委任することに，私は納得できる」，「地層処分に最も安全な場所と選定された地域の住民は それを受け入れるべきと事前に決めておくこと に，私は納得できる」，「候補地選定プロセスが始 まる前に，ドイツ国内のすべての場所が地層処分 の候補地に含まれるということを私は納得でき る」の3 項目を測定した $(\alpha=.65)$ 。

4）サイト選定手続の国民評価：「ドイツ国内から 最も安全な場所を地層処分地として選定する役割 を専門家に委任することへの国民全体の合意は得 られる」,「地層処分に最も安全な場所として選ば れたら，その地域はそれを受け入れるべきだとい う国民全体の合意は，選定プロセスが始まる前の段階で得られるだろう」,「候補地選定プロセスが 始まる前に，ドイツ国内のすべての地域は地層処分の候補地から除外されないことへの国民全体の 合意は得られる」の3 項目を測定した $(\alpha=.79)$ 。

5）感情的評価：高レベル放射性廃棄物の地層処分の印象について, 「よい-わるい」,「きらいなすきな」，「好ましい—好ましくない」，「感じのわ るい-感じのよい」,「必要な-不必要な」,「危険 な一安全な」,「無害な一有害な」,「不安定な一安定 な」,「あぶなくない-あぶない」,「問題のある-問題のない」を用いた SD尺度を 5 段階評価で尋ね た。点数が高くなるほど肯定的な評価になるよう 得点化した $(\alpha=.93)$ 。

6）信頼：HLWの処分事業や事業に関わる組織対 する信頼として，「地層処分事業の実施主体であ る連邦放射性廃棄物機関 (BGE) は信頼できる」,「処分計画の策定や事業の承認を行う連邦放射性廃棄物処分安全庁 (BfE) は信頼できる」,「処分計画の策定や事業の承認を行う連邦政府・議会は信頼できる」,「地層処分に関わるドイツの科学者は 信頼できる」，「地域会議は信頼できる」の 5 項目 で測定した $(\alpha=.89)$ 。

7）リスク認知：「地下での高レベル放射性廃棄物 の埋設作業中に, 事故や不測の事態が起きるだろ う」,「地層処分施設への高レベル放射性廃棄物の 輸送中に事故が起きるだろう」,「地震や火山活動 により，高レベル放射性廃棄物から放射性物質が 放出されるリスクがある」の3 項目で測定した $(\alpha=.77)$ 。

8）スティグマ：「私や私の住む地域は，世間から 偏見をもたれる」，「私や私の住む地域が，悪いイ メージで世間から見られる」，「私や私の住む地域 は，世間から避けられるだろう」、「私や私の住む 地域は不当な評価を受けるだ万う」の 4 項目で測定を行った $(\alpha=.81)$ 。

9）世代間主観的規範：「地層処分施設の建設地に なることを受け入れると自分の将来の子孫に申し 訳ない」,「自分の孫や子孫から地層処分施設の建設地になることを受け入れないよう期待されてい ると思う」, 「自分の家族から地層処分施設の建設地になることを受け入れないよう期待されている と思う」の3 項目で測定を行った $(\alpha=.92)$ 。

10）手続き的公正：「地層処分の地上施設などに ついての住民の意見は反映できると思う」，「住民 の意見を表明する機会は十分に設けられると思 う」の2 項目について測定を行った $(\alpha=.68)$ 。

11）便益評価：社会的便益は「ドイツの社会全体 の利益のためになることだ」、「ドイツの社会全体 に貢献することができる」，「私の住む地域がドイ ツのエネルギー事業の大事なパートナーとなる」 の3 項目を測定した $(\alpha=.83)$ 。個人的便益は「新 しい仕事に就き，収入も増える」、「私や家族の生 に貢献することができる」の2 項目の測定を行っ た $(\alpha=.79)$ 。

12）立地受容：「自分の地域が地層処分に最も適 した場所と決まった時には，私はその決定を受け入れる」,「自分の地域が地層処分の建設地に選げ れたことを，私は受け入れられる」の２項目を測定した $(\alpha=.92)$ 。

## 5. 結果

サイト選定手続の評価およびサイト選定手続の 国民評価が立地受容プロセスモデルにどのような 影響を与えるのかを明らかにするために，地層処分方策の評価，地層処分方策の国民評価，サイト 選定手続の評価，およびサイト選定手続の国民評

Table 1 Correlations among latent variables

**. 相関係数は $1 \%$ 水準で有意 (両側)

*. 相関係数は $5 \%$ 水準で有意（両側）

Figure 1 Structural model for acceptance of siting repository considering effects of management strategy and of site selection process for HLW disposal

NOTE; Thick lines indicate paths from own and national evaluations of management strategy and site selection process for HLW disposal. Dot-lines indicates deleted paths due to no effect $(p>.05)$ or contradictory with positive/negative of correlation coefficient.

Table 2 Means and standard deviation

価を立地受容プロセスに組み达んで，構造方程式 モデリングによる分析を行った。その結果， Figure 1 に示すモデルが得られた $\left(\chi^{2}(374)=1186.47\right.$, $p<.001$, GFI=.92, CFI=.95, RMSEA=.05)。Table 1 に各変数の相関を Table 2 に各変数の平均値およ び標準偏差を示す。

その結果，地層処分方策およびサイト選定手続 の評価が立地受容に直接影響を与えていた。地層処分方策の評価は, 立地受容の他, サイト選定手続の評価に影響を与えるとともに，世代間主観的規範，社会的便益に影響を与元，地層処分方策の 国民評価は，サイト選定手続の国民評価，個人的便益に影響を与えていた。サイト選定手続の評価 は，立地受容の他，社会的便益に影響を与え，サ イト選定手続の国民評価は，手続き的公正，個人的便益，スティグマに影響を与えていた。

地層処分方策の評価，地層処分方策の国民評価， サイト選定手続の評価，およびサイト選定手続の国民評価に対して，感情評価からの直接の影響が認め られたのは地層処分方策の評価のみ、リスク認知か ら直接の影響が認められたのは地層処分方策の国民評価のみであり，それに対して信頼はこの4つ全て への直接の影響が認められた。なお, 先行研究 (大友ら，2014; 大澤ら，2016）の立地受容プロセスモデ ルで認められていたリスク認知，スティグマから立地受容, 感情評価から手続き的公正への影響は認め られなかったためモデルから削除した。また，信頼 から社会的便益およびリスク認知のパスの標準化推定値の正負が 2 相関係数 (Table 1) と矛盾する結果を 示したため (Figure 1)，上記の全てのパスを含めたモ デルの適合性 $\left(\chi^{2}(368)=1163.49, \quad p<.001, \quad \mathrm{GFI}=.92\right.$, $\mathrm{CFI}=.95, \mathrm{RMSEA}=.05 ）$ と削除したモデルの適合性 $\left(\chi^{2}(374)=1186.47, \quad p<.001, \quad \mathrm{GFI}=.92, \quad \mathrm{CFI}=.95\right.$, RMSEA=.05）が大き人変わらないこと確認し，モ デルから削除した。

立地受容に最も大きな影響を与えたのは手続き公正であり，その他，世代間主観的規範，地層処分方策の評価, サイト選定手続の評価, 社会的便益, 個人的便益, 感情評価の順に影響を与えていた。

## 6. 考察

ドイツでは, 「高レベル放射性廃棄物の最終処分場のサイト選定に関する法律」に基づき設置さ れた高レベル放射性廃棄物処分委員会により, 長期にわたって高レベル放射性廃棄物の安全を担保 するためには，地下深部の地層に最終処分するこ とが唯一の方法であることが改めて確認（地層処分方策）された。さらに全国を対象とした新たな サイト選定手続が提示され, 実施主体がサイト選定の開始を公表, 各地で情報提供イベントなどが 開始された。本稿では，このような新たな立地プ ロセスが開始され，国民にアナウンスされた時期 を捉えてアンケート調查を実施し, 地層処分方策 の評価, 地層処分方策の国民評価, サイト選定手続の評価，およびサイト選定手続の国民評価が，立地受容プロセスに与える影響について検討し た。その結果，立地受容に直接影響を与えていた のは地層処分方策およびサイト選定手続の評価で あった。また, 地層処分方策の評価はサイト選定手続の評価に，地層処分政策の国民評価はサイト 選定手続の国民評価に影響を与えていた。このこ とは, 立地を受け入れるためにも，まずは地層処分政策およびサイト選定手続に自ら納得すること が重要な要因となることを示唆している。

また，各政策の評価および国民評価が手続的公正に与える影響については, サイト選定手続の国民評価のみ，手続き的公正に直接的に影響を与え ていた。サイト選定手続を国民全体で賛同されて いると推測できれば, 市民は立地プロセスにおい て自分たちの意見がより反映される，意見を表明 する機会が十分設けられるという期待に繋がると の認識の表れと考えられる。

さらに，分配的公正については, 地層処分方策 およびサイト選定手続の国民評価は個人的便益 に, 一方で地層処分方策およびサイト選定手続の 評価は社会的便益に影響を与えていた。このこと から, 個人的便益の感じ方は, 自らの政策の判断 より，国民全体が政策をどのように判断している のかに依存しているのではないかと推測される。

これまでの先行研究 (Di Nucci and Brunnengräbe, 2019；飯野ら，2019など）によると，金銭的補償 が逆効果になるか, あるいは効果がないとされて おり，自らの利益（個人的便益）を意識するのは 非倫理的と感じると推察される。このような状況 の中でも，地層処分方策およびサイト選定手続が 国民全体で賛同されていると推測できれば，個人的便益も感じられるのではないかと推測される。 また，本稿の結果では，サイト選定手続の国民評価からスティグマを介して個人的便益に負の影響 のパスが認められた。これらから, サイト選定手続の国民全体で賛同されていると推測できれば， スティグマが生じるとの認識は緩和され，個人的便益も感じられると推測される。

対人的公正である世代間主観的規範には地層処分方策の評価が影響を与え，スティグマにはサイ 卜選定手続の国民評価が影響を与えていた。地層処分方策の意思決定では, 将来世代への責任とし て「将来の世代に問題を残してはならない」（地層処分方策に賛成）あるいは「取り返しのつかな い段階に踏み达んではならない」（地層処分方策 に反対）といった世代間公正に関わる相対する二項対立の議論が焦点になる（大澤ら，2019）。世代間主観的規範への地層処分方策の評価の影響 は, 将来世代に問題を残さないよう, 解決策とし て地層処分方策に納得することにより，子孫（子供や孫）や先祖に迷惑をかけることにはならない だろうという認識の表れであると推測される。一方で, サイト選定手続は, 自分の住む地域が地層処分施設の候補地になるか否かを左右する政策で あり，自分の住む地域へのスティグマが発生する かどうかに直結する。他の地域から偏見を持たれ る，忌及嫌われるといったスティグマは他者から 刻印を押されることで起きるもので，一旦候補地 となってしまえば，スティグマが生じるかどうか は自らでは如何ともしがたい。サイト選定手続の 国民評価がスティグマに影響を与えているのは， サイト選定手続そのものが国民全体で賛同されて いると推測されれば，スティグマが緩和されるの ではないかといった認識の表れではないかと推察 される。

手続き的公正は, 地層処分方策の評価, 地層処分方策の国民評価，サイト選定手続の評価，サイ 卜選定手続の国民評価を組み达んだ立地受容プロ セスモデルでも，立地受容に最も影響を与える規定因となっている。HLW地層処分施設は長期に
わたって同世代だけでなく将来世代にもリスクを もたらす可能性のあるものであり，そのリスクに 見合うだけの公正さを示す上で, 手続き的公正が 不可欠と考えられる。実際に, 社会的便益や個人的便益は立地受容に影響を及ぼしているものの，世代間主観的規範や感情評価が立地受容に与える 影響と比較し大きくなく, それらのみでHLW 地層処分施設を受けいれることによって生じる世代間主観的規範やその背景にあるスティグマの問題 に見合うだけの保償や感情評価を補うことは困難 であると考えられる。そのため，立地受容におい て, 手続き的公正が誰もが望まない決定を受けい れる重要なプロセスとして, 先行研究 (大友ら, 2014）のモデルにおいても機能しているものと考 えられる一方で, 本稿ではサイト選定手続の国民評価が手続き的公正に大きな影響を与えているこ とから, サイト選定手続の国民評価により公平性 が担保されるという期待が，立地プロセスにおい て自分たちの意見がより反映される，意見を表明 する機会が十分設けられるとの期待に繋がり，そ れが立地受容に影響を与えているとも解釈でき る。

以上, 本稿の結果は, ドイッで改めて地層処分政策拈よびサイト選定手続きが見直され，サイト 選定が開始される時期の時間断面での各政策の立地受容プロセスモデルへの影響を示したものであ る。そのため, 段階的に進められる地層処分方策, サイト選定手続きの意思決定や, 今後進めら れるサイト選定の各時間断面で, その影響も，そ の時々の取り組みの状況で変化する可能性もあ り, 本調査結果だけで各政策の影響を限定的には 推論できない。また, 本調査では立地受容などに 関し，「もしあなたの暮らす地域がHLW 地層処分施設の建設に選ばれたとしたら」と質問している が，まだサイトの候補地があがっている段階では なく,「各論」と言えるほど具体性のあるものと 回答者が捉えているかという課題もある。しか し, 少なくとも各政策が公表され, サイト選定が 開始される時点では，地層処分方策およびサイト 選定手続きの評価が立地受容に影響を与えてお り，まずは地層処分政策およびサイト選定手続に 自ら納得することが一つの重要なポイントになる ことを示唆している。また，各々の政策が立地受容プロセスの各規定因に与える影響が異なるとと もに, 各々の政策の評価の状況, すなわち自らそ の政策を納得しているという状況と，国民全体で
賛同されていると推測される状況でも，影響を与 える規定因が異なることを示している。今後，ド イツでは連邦，地域横断，地域の様々なレベルで 市民代表や各地域の住民などで構成される公衆参加が行われることになっており，そのような場を 介して，地層処分方策およびサイト選定手続きの 自らの，国民全体で賛同されるような状況を促進 し，立地受容プロセスの各々の規定因を高めるよ う，人々の多様な価値観を反映させるような参加型のプロセスによるコミュニケーションが重要な ことを示唆するものと考えられる。

なお，本研究ではサイト選定手続きの国民評価 など新たな観測変数を導入するとともに, その他 の観測変数の内容が必ずしも先行研究の観測変数 と全て一致はしていず，概念とモデルの直接的な 比較をすることは難しく, 今後の課題としたい。 また, 本研究は, 全土を対象として白地図の原則 に従い，最大限可能な安全性を保障するサイトを 段階的に絞り达んでいくというサイト選定手続を 採用したドイツを対象として調査を行ったもの で，サイト選定手続の方法やその進展状況などが 異なる全ての国にあてはまるものではない。ま た, 本来であれば総論である地層処分方策の意思決定の後に各論であるサイト選定手続の意思決定 が行われることになるが，今回の研究ではこの段階を経た意思決定の各々の時期に応じて，2つの 政策の評価の状況が立地受容にどのような影響を 与えるのかについては把握できていない。これら については, 異なる政策の国で社会調査を行うと ともに，シナリオ実験やゲーミングなどにより 各々の意思決定の時期に応じた立地受容への影響 を調査して行く必要があり, 今後の課題とした い。

## 謝辞

本研究は文部科学省科学研究費基盤 $\mathrm{B}$ (課題番号 16H03011, 研究代表者広瀬幸雄）の補助を受け て実施された。

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## Appendix：実験で用いた説明文

(1) 高レベル放射性廃棄物の地層処分方針

ドイツでは，これまでゴアレーベンの岩塩ドー ムが高レベル放射性廃棄物地層処分場の候補地と され，様々な調査が行われてきました。一方で，科学者の間でもゴアレーベンの立地の適性につい て様々な論争がありました。

2011 年の福島第一原子力発電所事故 (日本) を受けて, 連邦政府は, 1998年に成立した連立政権の下で進めてきた脱原子力政策をさらに進 め，2022年までに原子炉を閉鎖することにしま した。また，連邦政府は将来のエネルギー政策に 関する重点課題を公表し，その中で，重点課題の 一つとして，放射性廃棄物処分は原子力を利用す る現世が解決すべき課題であるとの認識を明らか にしました。

2013 年には「発熱性放射性廃棄物の最終処分場のサイト選定に関する法律」が制定され，それ に基づき設置された高レベル放射性廃棄物処分委員会において, 高レベル放射性廃棄物の処分の解決策のオプションが評価されました。宇宙処分，氷床処分, 海洋処分, 地上及び浅地中での長期貯蔵も評価されましたが，100万年にわたって高レ ベル放射性廃棄物の安全を担保するためには，地下深部の地層に最終処分することが唯一の方法で あることが確認されました。地層処分場は閉鎖さ れる前にモニタリングが行われ，望ましくない状況が発生した場合や, 将来の世代の人が自ら決定 する必要が生じた場合, 再び取り出せるようにお くことにより，決定を撤回し，過ちを是正するこ とが可能なようになります。これらを示した高レ ベル放射性廃棄物委員会の最終報告書に基づき， 2017年に法律が改正されました（改訂された法律の名称は「高レベル放射性廃棄物の最終処分場 のサイト選定に関する法律」)。

（高レベル放射性廃棄物委員会最終報告書の ホームページアドレス)

(2) 高レベル放射性廃棄物地層処分施設のサイト 選定

2013年に制定，2017年に改訂された「発熱性放射性廃棄物の最終処分場のサイト選定に関する 法律」に基づき高レベル放射性廃棄物処分委員会 が設置され, サイト選定の手順や基準, 公衆参加 の方法が示されました。

サイト選定は次の手順については，以下のよう

にすすめます。ドイツ全土を対象として，特定の
場所を初めから優先したり除外したりしないとい う白地図の原則に従います。そして，放射性廃棄物を100万年もの長期にわたって閉じ込めるため に，最大限可能な安全性を保証するサイトを，段階的に絞り込んでいくことにしました。これまで 候補地として挙げられ様々な検討が行われてきた ゴアレーベンも例外ではありません。このサイト 選定手続きの見直しにより, ゴアレーベンでの探査は中止されました。

また，公衆参加が重視されることになっていま す。具体的には, 社会諮問委員会は, 連邦レベル で，中立的な立場でサイト選定手続き全体を監視 するとともに, 関係者の対立を調停・仲裁しま す。サイト選定の候補地として提案された地域に おいて, 地域会議は, 地方自治体の代表者, 経済団体や環境団体，市民の代表などが参加して，サ イト候補地案やその決定の適切さについてのレ ビューを行います。さらに, 地域代表者専門会議 が設置され, 複数の地域会議の間で意見の交換が 行われます。連邦，地域横断，地域レベルで，市民代表や各地域の住民などで構成される委員会や 合議体を設置して，それぞれの公衆の意見が反映 されることになっています。

この高レベル放射性廃棄物処分委員会の勧告を 受けて, 2017年に「発熱性放射性廃棄物の最終処分場のサイト選定に関する法律」が改正され， サイト選定基準や公衆参加などが法制化されまし た。

サイト選定は3段階のプロセスで行われます。

第1段階では, ドイツ全土を対象に選定作業が 行われます。最初に地球科学的基準に基づき, 例 えば地震が発生する地域など不適切な地域が除外 されます。次に地球科学的な評価基準に基づい て, その重みづけを考慮して, 候補サイトを絞り 达みます。さらに, 地球科学的基準による評価と 安全評価 $\%$, それらに基づいて候補サイトの安全性が比較され，地上探査を行う候補サイトを決定 します。なお, サイトの絞り达みは安全性の観点 から行われますが，どれも適したものと判断され る候補サイトがあげられた場合には，住宅利用，自然・文化財保護，競合利用やインフラなどの土地計画に関する基準も考慮されます。

（※：万が一，放射性物質が地層に溶け出したこ とも想定し，地上まで放射性物質が届いた 際にその放射能が生物に与える影響が評価 されます。)第2段階では, 地上探査を実施し, 地球科学的基準による評価と安全評価が行われ, それらに基 づいて候補サイトの安全性が比較され, 地下探査候補サイトが選定されます。

第3段階では, 地下探査とそれに基づく安全評価が実施され，2031年を目標として，処分場サ イトが選定されます。

2017年にはベルリンでサイト選定に関する情報提供イベントが開催され，実施主体である BGEからサイト選定手続きが正式に開始された ことが公表されています。その中で, サイト選定手続きや取り組みを「学習するシステム」と表現 し，常に誤りを修正し，公衆と意見交換しながら 進めていくことを強調しました。

（サイト選定手続が示されたホームページアドレ ス)

(3) 高レベル放射性廃棄物の管理政策に関連する 組織

高レベル放射性廃棄物の地層処分に関わる組織 には, 連邦政府・連邦議会 - 連邦参議院, 連邦放射性廃棄物機関 (BGE), 連邦放射性廃棄物処分安全庁 (BfE), 連邦政府・議会, 地域会議, 社会諮問員会, 地層処分に関するドイツの科学者があり ます。

連邦放射性廃棄物機関 (BGE)：

高レベル放射性廃棄物地層処分の実施主体で， サイト選定調査・評価や候補サイトの提案をする とともに，廃棄物の最終処分を行います。

連邦放射性廃棄物処分安全庁 (BfE)：

高レベル放射性廃棄物地層処分に関する規制・許認可発給を担い，BGEを監督します。処分場 サイト選定手続き全体の監督・調整, 公衆参加を 実施, BGEから提案された候補サイトのレ ビューを行い，候補サイト案を提案します。

連邦政府・連邦議会・連邦参議院：

連邦政府は, 提案された高サイト案を連邦議会/連邦参議院に上程し, 連邦議会/連邦参議院 がそれらを審議し，候補サイトを決定します。地域会議：

サイト選定が始まると，その影響を受ける人々 の参加を実現するため，地域会議が設置されま す。地域会議は地方自治体の代表者, 社会的なグ ループの代表者, 市民の代表者から構成され, サ イト選定プロセスに関する意見聴取活動や, サイ 卜候補地案やその決定の適切さについてレビュー します。
社会諮問委員会：

社会諮問委員会は，議会により選出される委員，無作為に選出された市民代表などから構成さ れ，中立的な立場でサイト選定手続き全体を監視 し，GBEやBfEなどの管轄機関に質問したり，見解を述べることができます。また, 関係者の対立 を調停・仲裁したりします。

地層処分に関わるドイツの科学者：

提案された地質学的候補エリアの適性（安全

性）を，科学的な視点でレビューします。