Ciconia（福井県自然保護センター研究報告）20：13-20（2017）福井県あわら市の常緑広葉樹植栽林に群生するキンラン Cephalanthera falcataの生育状況
北川博正 1・大西五十二 1・組頭五十夫 1・櫻井知栄子 1・國永知裕 *1,2
要旨：近年，落葉広葉樹二次林を分布の中心とするキンランが造成地や埋め立て地のスダジイなどのブナ科常緑広葉樹植栽
林において生育が確認されてきている．2016 年に新たに福井県で確認されたスダジイ・シラカシ植栽林 375m2 においてキンランの生育状況を調査した．この結果，高密度（0.64 本 /m2）のキンランの生育が確認されたが，開花率は 19.1% と低かった．
一般化線形モデルによる解析の結果は大部分の個体は資源不足により開花可能なサイズまで成長することができない可能性を示唆していた．常緑広葉樹林におけるキンランの保全を行うためには，伐採がキンランの生育に与える影響を調べる必要がある．
キーワード：キンラン，常緑広葉樹植栽林，造成地，絶滅危惧種
1

1

1

1

Hiromasa KITAGAWA , Isoji ONISHI , Isoo KUMIGASHIRA , Chieko SAKURAI , Tomohiro KUNINAGA*1, 2. 2017. Growthof Cephalanthera falcata in a planted evergreen forest in Awara City, Fukui Prefecture, Japan. Ciconia (Bulletin of
Fukui Nature Conservation Center) 20:13-20.
In recent years, the populations of a rare orchid, Cephalanthera falcata, mainly distributed in deciduous oak forests, have been reported inevergreen oak forests planted in developed or reclaimed land. In 2016, we surveyed the growth of a new population of C. falcata found in
375 m2 of planted forests of Castanopsis sieboldii and Quercus myrsinaefolia in Fukui prefecture. Although the density of C. falcata washigh (0.64 stems/m2), the ﬂowering rate was only 19.1%. The result obtained from a generalized liner model showed that most of the C.
falcata individuals could not grow to threshold size for flowering, owing to the shortage of resources. It is necessary to evaluate theinﬂuence of the logging of canopy trees in order to conserve the populations of C. falcata in the evergreen forests.
Key words: Cephalanthera falcata, planted evergreen forest, developed land, endangered species

edulis や ス ダ ジ イ Castanopsis sieboldii， ア ラ カ シ Q.

はじめにgrauca など常緑のブナ科樹種の植栽林で生育する事例

キンラン Cephalanthera falcata は，中国，朝鮮半島が報告されてきている（飯島ほか 2004；清田・濱野
2010；伊藤ほか 2015）．

および日本の本州から九州に分布するラン科キンラン属の夏緑性草本である．本種は関東地方を中心に分布

本種は，葉緑素を持ち自ら光合成を行うものの，ブするクヌギ－コナラ群集の標徴種であり（宮脇 1983），

ナ科樹木に菌根を形成するベニタケ科 Russulaceae や

かつてはコナラ Quercus serrata やアベマキ Q. variabilis

イ ボ タ ケ 科 Thelephoraceae， ロ ウ タ ケ 科 Sebacinaceaeが優占する落葉広葉樹二次林林などの林床で普通に認などの外生菌根菌と共生し，炭素源の多くを菌に依存められた．しかしながら落葉広葉樹二次林の管理放棄

する部分的従属栄養性の植物であることが知られておやそれに伴う植生遷移の進行，土地開発によって，全り，生育には 3 者共生系の維持が不可欠である（Yamato

国的に個体数が減少し，環境省の絶滅危惧Ⅱ類に指定

and Iwase 2008；Matsuda et al 2009；Yagame and Yamato

されている（環境省自然環境局野生生物課 2015）．福2013）．常緑樹植栽林におけるキンラン群落は，ブナ

井県内では各地で分布が確認されているが，いずれの科常緑樹が植栽され菌根共生系が構築されることによ

生育地点でも個体数が少なく県域絶滅危惧Ⅱ類に指定

り，造成に用いられた土壌に含まれていた種子の発芽されている（福井県安全環境部自然環境課 2016）．

が促進されることにより成立したものであると推察されている（伊藤ほか 2015）．

このようにキンランは落葉広葉樹二次林を分布の中心とし，減少傾向にある種であると考えられてきたが，これまで福井県内においてはこうした事例は報告さ

近年，埋立地や造成地などでマテバシイ Lithocarpus

れてこなかったが，2016 年 5 月，著者らは，福井県あ*12

連絡・別刷請求先（Corresponding author）E-mail: t-kuninaga-2j@pref.fukui.lg.jp
現所属：福井県自然観察指導員の会
Nature Interpreters Association of Fukui.
福井県自然保護センター 〒 912-0131 福井県大野市南六呂師 169-11-2
Fukui Nature Conservation Center. Minamirokuroshi 169-11-2, Ono, Fukui 912-0131, Japan.

13

14

北川博正ら

わら市の造成地のスダジイ，シラカシ Q. myrsinaefolia

確認された 375m2 の範囲に生育するキンランの全個体を中心とする常緑広葉樹植栽林において，本種の群生にラベリングを行い，草丈，葉数，開花の有無，花数を確認した．現在では稀少となったキンランの群生がを記録した．また，キンランの分布構造を明らかにす

常緑広葉樹植栽林で確認されたことは，本県におけるために調査地内に 10m × 10m の方形区を設け，方る植物相を考察する上で重要な知見となりうる．ま形区内に生育するキンランの位置座標を記録した．方た，ブナ科常緑樹の植栽林は種子の発芽が可能である形区の林相は，大部分が低木状を呈しているが，一部ことから，キンランの保全地としての機能が注目されは放置され高木化している．

ているものの（伊藤ほか 2015），地上部の個体群の生育状況を定量的に評価した研究は限られ（清田・濱

統計解析

野 2010），その長期的な安定性は不明である．そこで，常緑広葉樹植栽林に生育するキンラン

本研究では，常緑広葉樹植栽林におけるキンランの保開花区分（開花・非開花）と開花個体の着花数に地常緑広葉樹植栽林に生育するキンラン

全手法を検討する上での基礎的な情報を得ることを目上部の形質が与える影響を明らかにするために，開花

的に，キンランの生育が多数確認された福井県あわら

数を説明変数とする一般化線形モデル（以下，GLM）
区分と開花個体の着花数を応答変数として，草丈，葉

空間解析に

市の常緑広葉樹植栽林においてキンラン個体群のサイ数を説明変数とする一般化線形モデル（以下，GLM）
による解析を行った．開花区分に対しては応答変数の数を説明変数とする一般化線形モデル（以下，GLM）
による解析を行った．開花区分に対しては応答変数の誤差構造は二項分布に従うと仮定し，リンク関数はロによる解析を行った．開花区分に対しては応答変数の2015）を用
空間解析に
以上の解
2015）を用

誤差構造は二項分布に従うと仮定し，リンク関数はロジット関数を用いた．また，開花個体の着花数に対し誤差構造は二項分布に従うと仮定し，リンク関数はロジット関数を用いた．また，開花個体の着花数に対しては応答変数の誤差構造はポアソン分布に従うと仮ジット関数を用いた．また，開花個体の着花数に対し

を用いて行
以上の解
ジ
MuMIn
を用いて行

ズ構造，開花状況を調査した．

調査地と方法
調査地の概要調査は，キンランの生育が確認された福井県あわら市の造成地で実施した．キンランは園芸目的の採取が絶滅のリスクのひとつとなっているため，本報では詳
細な調査地点は非公開とする．調査地の標高は 19m であり，土壌は森林褐色土である．調査地の気候は，約10km 西に位置する三国観測所（標高 34m）によると
年平均気温は 13.9°C，年間降水量は 2066mm であり，暖温帯にあたる．調査地周辺では，土地造成に伴い丘
陵地の落葉広葉樹二次林が伐採され，2000 年にタブ
ノキ Machilus thunbergii，スダジイ，シラカシ，ヤブ
ツバキ Camellia japonica，ヤブニッケイ Cinnamomum
japonicum， モ チ ノ キ Ilex integra， ケ ヤ キ Zelcova
serrata が植栽された．これらの樹種の植樹の際は，概ては応答変数の誤差構造はポアソン分布に従うと仮定
定し，リンク関数は対数関数を用いた．この２つのモては応答変数の誤差構造はポアソン分布に従うと仮し，リンク関数は対数関数を用いた．この２つのモデデルそれぞれに対し
AIC を基準として最も説明力の定し，リンク関数は対数関数を用いた．この２つのモルそれぞれに対し AIC を基準として最も説明力の高い高いモデルを選択した．分布様式の解析には，（1）式
デルそれぞれに対し AIC を基準として最も説明力のモデルを選択した．
で表わされる Ripley の K 関数（Ripley 1977）を用いた．
高いモデルを選択した．分布様式の解析には，
（1）式

調査区全

関数 λK（t）（λ＝密度）は任意の植物から，距離t の範で表わされる
Ripley の K 関数（Ripley 1977）を用いた．
K 関数（Ripley 1977）を用いた．関数λ K（t）
（λ＝密度）
囲に存在する植物の数として定義されている．
関数 λK（t）（λ＝密度）は任意の植物から，距離 t の範

り，本数密
調査区全
体数は 46り，本数密囲に存在する植物の数として定義されている．

体の平均草
体数は 46均草丈は体の平均草分布様式の解析には，（1）式で表わされる Ripley のは任意の植物から，距離 t の範囲に存在する植物の数として定義されている．

ΣΣ w I (u )・・・・・・・・（1）K = n | A | ΣΣ w I (u )・・・・・・・・（1）
ここで，n は調査プロット内の全個体数，｜A｜は調-2

K (t) = n | A |
(t )

-2

i≠j
i≠j

ij
ij

-1
-1

t

ij

t

ij

したもので
図 1 は，
ピークを持
したもので

おける個体
i から個体j までの距離である．I
i から個体jt（uij）はにおける個体uij≦tのとき 1，uij＞tのとき 0までの距離である．It（uij）
であり，また，wij は edge

数が少なく
ピークを持
体を除き，
数が少なく

は uij ≦ t のとき 1，uij ＞ t のとき 0 であり，また，wijuij≦t のとき 1，uij＞t のとき 0 であり，また，wij は edge
補正の係数である．
この K 関数は分布の標準形が放物
K 関数は分布の標準は edge 補正の係数である．この

種が隣り合わないように約 50cm の間隔で植栽された．
ここでは，植樹後に伐採など特別な管理が行われず樹Diggle 1977）に変換した．

高が 10m 程に成長した部分と防犯カメラの視界確保のために伐採され，萌芽によって形成された樹高 1 - 4m程の低木状の林相を呈した林分が混在している．
調査方法

L(t ) ［= K(t) / π ］ - t ・・・・・・・・・・・・（2）
1/ 2

L(t ) ［= K(t) / π ］ - t ・・・・・・・・・・・・（2）L（t）=0 は距離
L（t）=0は距離t tにおける空間分布のパターンがランにおける空間分布のパターンがラ
1/ 2

＞ 0＞0
は集中分布，L
ダム分布であることを示し，L（t）（t）
ンダム分布であることを示し，L（t）は集中分布，
L（t）=0 は距離 t における空間分布のパターンがラ＜ 0 は規則分布であることを示す．また，分布の統計
L（t）＜0は規則分布であることを示す．また，分布
ンダム分布であることを示し，L（t）＞0 は集中分布，的有意性を判定するため，「種の分布はランダム分布での統計的有意性を判定するため，「種の分布はランダ2016 年 5 月，造成地の中からキンランの生育が多数

5.37±0.07
均草丈は
図 1 は，
5.37±0.07

査プロットの面積，tは任意の距離，uij はプロットに
ここで，nは調査プロット内の全個体数，｜A｜は調
A ｜は
ここで，n
は調査プロット内の全個体数，｜
おける個体
i
から個体
j
までの距離である．I
（u
t
ij）は
査プロットの面積，tは任意の距離，uはプロットにij
調査プロットの面積，t は任意の距離，uij
はプロット線になるため，（2）式であらわされる
L 関数（Besagand
L 関数
形が放物線になるため，補正の係数である．
この （2）式であらわされる
K 関数は分布の標準形が放物
Diggle1977）に変換した．
（Besagand Diggle
1977）に変換した．L 関数（Besag and
線になるため，（2）式であらわされる

ね 60cm 程度に成長したポット苗が用いられ，同一樹

ジ MuMIn

L（t）＜0 は規則分布であることを示す．また，分布ある」という帰無仮説のもと，モンテカルロシミュレー
ム分布である」という帰無仮説のもと，モンテカルロの統計的有意性を判定するため，「種の分布はランダ
シミュレーションの反復試行により信頼区間を決定
ム分布である」という帰無仮説のもと，モンテカルロ
した．
99%信頼区間は同試行を 1000 回繰り返した際の，シミュレーションの反復試行により信頼区間を決定
最大・最小値により求められた．
した．99%信頼区間は同試行を 1000 回繰り返した際の，

が最も多か
体を除き，
図 2 は，が最も多かある．草丈
図 2 は，
また，5 個
ある．草丈

35cm
以上個
また，5
表 1以上
は開
35cm

を示したも
表 1 は開
AIC
が最小
を示したも

が選択され
AIC が最小
は草丈が正
が選択され

ることが示
は草丈が正
表 2 は開ることが示の解析結果
表 2 は開
択の結果，
の解析結果

草丈が選択

常 緑 広 葉樹 植栽林に 生育 するキン ラ ン

15

60

40

個体数

開花区分
非開花
開花

20

0
0

10

20

30

40

50

草丈（cm）
図1

キンランのサイズ構造．

50

着花数

草 丈（ ㎝ ）

40

０個
１個
２個

30

３個
４個
20

５個
６個

10

７個

0
1

図2

2

3

4

5

着葉数（枚）

キンランの草丈と着葉数，着花数の関係．

6

7

8

16

北川博正ら

ションの反復試行により信頼区間を決定した．99% 信が選択された．この最良モデルによると開花に対して

頼区間は同試行を 1000 回繰り返した際の，最大・最は草丈が正の効果を与え，葉数が負の効果を与えてい小値により求められた．

ることが示された．
表 2 は開花個体の着花数に対し各要因が与える影響

以 上 の 解 析 は す べ て R3.3.2（R Development Coreの解析結果を示したものである．AIC によるモデル選

Team 2016）を用いて行った．AIC によるモデル選択に択の結果，AIC が最小となるモデルの説明変数としてはパッケージ MuMIn（Bartoń 2016）を使用した．ま草丈が選択された．この最良モデルによると開花に対た，空間解析にはパッケージ ads（Pélissier and Goreaud

しては草丈が正の効果を与えることが明らかとなっ2015）を用いた．

た．この最良モデルと草丈と葉数を説明変数としたモデルとの AIC の差はわずか 0.1 であったが，いずれにせよ着花数に対しては，草丈が正の効果を与える重要結果な要因であることが示された．

調査区全域には，241 個体のキンランが生育しており，本数密度は 0.64 本 /m2 であった．このうち開花個
体数は 46 個体で，開花率は 19.1% であった．全調査

表2

着 花数に対して影響する各パラメーターの推定値と
AIC の値．

個体の草丈は 18.36 ± 0.63cm（平均±標準誤差）であっ
た．開花個体の草丈は 33.87 ± 1.11cm（平均±標準誤差）であった．個体の葉数は 5.37 ± 0.07 枚（平均±標準誤差）であった．
図 1 は，調査区におけるキンランのサイズ構造を示

パラメーター推定値
草丈 着葉数 切片
草丈

0.05

草丈， 着葉数0.05

したものである．非開花個体は，5-10cm のサイズ階になし

ピークを持つサイズ構造を呈し，大きなものほど個体

着葉数

数が少なくなっていた．開花個体は草丈 14cm の 1 個

AIC

説明変数の組み合わせ

-0.37

-0.23

-0.70

134.4

1.39

134.5

1.08

143.4

2.46

144.6

体を除き，すべてが 20cm 以上であり 40cm 以上の個体
図 3 は，方形区内に生育するキンランの分布図であが最も多かった．
図 2 は，草丈と葉数，開花数の関係を示したものである．草丈の増加に伴い葉数が明確に増加していた．
また，5 個以上の花をつける個体はいずれも草丈がる．キンランは開花区分によらず方形区の右側下部を中心に偏って分布していた．
図 4 は，非開花個体と開花個体の空間分布構造を
Ripley の L 関数と空間スケールの関係により示したも

35cm 以上であった．
表 1 は開花に対し，各要因が与える影響の解析結果のである．L(t) は，開花個体，非開花個体ともに 5m まを示したものである．AIC によるモデル選択の結果，での範囲ではすべてのスケールで有意に 0 より大きく

AIC が最小となるモデルの説明変数として草丈と葉数（P < 0.01），L(t) は 3.0m で最も高くなっており，この大きさの半径の集中斑をもっていた．開花個体の L(t) は，

表1

開花区分に対して影響する各パラメーターの推定値と
AIC の値．

1.5m にも小さなピークを持ち 2 段階の集中性を示していた．

パラメーター推定値
AIC

説明変数の組み合わせ

考察

草丈 着葉数 切片
草丈， 着葉数

0.41

草丈

0.35

着葉数
なし

-1.03

0.84

-4.96

79.4

-9.58

83.6

-6.19

217.9

-1.44

237.0

キンランの生育状況
本報は福井県内において常緑広葉樹林に生育するキンラン群落を確認したはじめての事例である．本調査
地におけるキンランの本数密度は 0.64 本 /m2 であり，

常 緑 広 葉樹 植栽林に 生育 するキン ラ ン

17

キンランのサイズ（草丈）10cm未満10−20cm20−30cm30−40cm
40cm以上０
図31m

方形区（10m × 10m）に生育するキンランの空間分布．

白丸は非開花個体を，黒丸は開花個体をあらわし，大きさの違いは凡例の通り個体サイズの違いを示す．

(a) 非開花個体(b) 開花個体

3

L (t )

2

1

0

-1
1
図4

2

3

4

5

距離（ｍ）

1

2

3

方形区内に生育するキンランの（a）非開花個体と（b）開花個体の空間分布パターン．

実線と破線はそれぞれ L (t ) の観察値と 99% 信頼区間を示す．

4

5

18

北川博正ら

高密度の生育が確認された．キンランの詳細な生育状とは開花に必要な資源が不足している個体の一部は光況を報告した既往研究は限られるため（寺井 2008；清合成による資源獲得のために着葉数を増加させている

田・濱野 2010），本調査地におけるキンランの生育状可能性がある．寺井（2008）は，落葉広葉樹二次林で況を評価する上で比較可能な定量的な情報は極めて少

は夏季晴天時においても 10 ‐ 30 μ mol/m2/s 程度の弱ない．

光条件下で光合成を行い，個体群を維持していること

寺井（2008）は，東京都清瀬市の 40 年以上伐採さを報告している．しかし，寺井（2008）は 7 月に光量れていないコナラ優占二次林に設けた 1.4ha の調査区

子束密度を計測しており，キンランが成長期に当たるにおいて，10 年の調査期間中毎年 200 個体以上，多い

春季に落葉広葉樹林特有の上層木展葉前の明るい環境

2

年では 389 個体（0.03 本 /m ）が出現したことを報告（Seiwa 1998；Tomita and Seiwa 2004）を主に利用してしている．また，本研究と同様の常緑広葉樹林の事例いる可能性を排除できない．一方で常緑広葉樹林では

2

季節的な光環境の変動が小さいことが予想され，光合の調査区において 0.3 本 /m の本数密度が記録されて成によって得られる炭素化合物の総量は落葉広葉樹林

いる（清田・濱野 2010）．

に比べ不足している可能性がある．

では，神奈川県川崎市のスダジイ・タブノキ林 40m
2

本研究とこれらの既往研究との間では調査面積に大空間分布解析の結果，方形区内のキンランは開花区

きな違いがあるものの，本調査地では他の調査地点と分によらず半径 3m 規模の集中斑を持つものの開花個比較して極めて高い本数密度が記録された．常緑広葉

体ではより小さな規模のまとまりももっていた（図 3，

樹林においてコナラ優占二次林を上回る高密度のキン

4）．キンランは 1 年目で開花する新規加入個体が多ランの生育が確認されたことは，注目すべき点である．

く確認されている（寺井 2008）．また，食害を受けた

地上部の形質を比較すると，寺井（2008）はコナラ優

場合や結実によって資源が枯渇した際は，地上部を展占二次林では，草丈 30cm 程度のものが最も多いこと

開せずに地下で休眠し菌根菌から略奪する炭素化合物を報告しているが，本調査地では，5-10cm の小サイズを利用して生活できることが分かっている（Suetsuguの個体が最も多かった．また，本調査地における開花

et al. 2015）．こうしたことから，キンランは地下で相率は 19％であり，コナラ優占二次林の 70 ‐ 80%（寺

当量の炭素化合物を得たのちに地上に出芽し開花に至井 2008）やスダジイ・タブノキ林の 60% 以上（清田・ると推察され，キンランの開花区分はその個体の齢を

濱野 2010）に比べ極めて低い値であった．一方で開花反映していないと考えられる．したがって，開花区分段階に達した個体の草丈は 14 ‐ 45cm，平均 33.87 ±による集中斑の大きさの違いは，種子散布源となる親1.11cm であり，寺井（2008）の報告と同程度であった．

個体を中心とした子個体の分散過程を示すものではな

本種の一般的な花の数は 3 ‐ 12 個とされており（北く，開花にとって好適な環境の空間的な異質性に対応

村ほか 1964；里見 1982），寺井（2008）は開花した個して生じた可能性がある．今後，この点を明らかにす

体の着花数は，4 個の割合が最も高く 12 個を超える個るために，より広範囲において光環境等の微環境とキ体も確認している．本調査地における着花数は 1 ‐ 7

ンラン個体群の分布の対応関係を明らかにする必要が個，平均 2.95 ± 0.26 個であったことから，開花に至っある．

た個体でもその着花状況は悪いと言える．

本調査地におけるキンラン個体群は多くの個体が地GLM による統計モデリングの結果，開花に対して上部に出芽するものの，大部分の個体は資源不足によは草丈が正に影響し，着葉数が負に影響していた（表り開花可能なサイズまで成長することができないと考1）．また，開花個体の着花数は草丈が正に影響し，大えられた．また，複数の個体が特定の場所で集中的にきい個体ほど多くの花を着けることが示された（表 2）．

開花するが，開花に至った個体の着花数は少ないこと

個体サイズと開花や着花数の正の相関は寺井（2008）が明らかとなった．

でも認められている．この解析結果は，大きく成長したもののみが開花に至り，大きな個体ほど多くの花を常緑広葉樹林におけるキンランの保全

着けるという本種の一般的な生態を示していると言える．一方，着葉数が開花に与える負の影響は，着葉を近年，キンランが生育しない常緑広葉樹林でもマテ優先し開花しない個体の存在を示唆している．このこ

バシイやスダジイ，アラカシなどブナ科常緑樹の付近

常 緑 広 葉樹 植栽林に 生育 するキン ラ ン

19では，播種した種子が発芽可能であることが明らかに報提供頂いた大西恵美子氏に感謝申し上げる．また，なっている（伊藤ほか 2015）．このことは常緑広葉樹

本調査を進めるにあたって，土地管理者であるあわら林においてもブナ科樹木と菌根菌，キンランの 3 者共

市には，調査の便宜を図って頂いた．ここに記して感生系の形成が可能であることを示している．キンラン

謝の意を表する．

の生育にとって良好な環境と考えられる落葉広葉樹二次林が減少する中で，ブナ科が優占する常緑広葉樹林

引用文献

はキンランの逃避地として機能する可能性を示唆している．しかし，本研究を含め常緑広葉樹植栽林においてキンランが確認された事例はいずれも造成地や埋めBartoń, K. 2016. Package “MuMIn.” http://cran.rproject.org/
web/packages/MuMIn/index.html.

立て地の植栽後 20 年程度の小規模な若齢林におけるBesag, J., Peter J. Diggle, P. J., 1977 Simple Monte Carlo報告であり（飯島ほか 2004；清田・濱野 2010；伊藤Tests for Spatial Pattern Journal of the Royal Statistical

ほか 2015），成熟した常緑広葉樹天然林では，キンラSociety. Series C (Applied Statistics) 26:327-333.

ンが群落規模で生育する事例は報告されていない．こ福井県安全環境部自然環境課（編）．2016．改訂版福のため，常緑広葉樹植栽林において長期的にキンラン

井県の絶滅のおそれのある野生動植物．福井県，が生育可能であるかは不明であり，キンラン保全のた福井．

めの植栽林の管理手法の開発は今後の課題である．

Hagerman, S.M., Jones, M.D., Bradfield, G.E., Gillespie,

清田・濱野（2010）は，神奈川県川崎市の造成地のM., Durall, D.M. 1999. Effects of clear-cut logging on

スダジイ・タブノキ林において，上層木の成長に伴う

the diversity and persistence of ectomycorrhizae at a

林冠の閉鎖がキンランの減少を招く可能性を指摘し，subalpine forest. Canadian Journal of Forest Research.

間伐区と無間伐区を設け，間伐がキンランの生育に与

29:124–134.

える影響を経年調査した．この結果，林冠木の間伐に飯島和子・橋本健一・松井恭平．2004．千葉県立衛生よる光環境の大幅な改善にもかかわらず，間伐後 2 年

短期大学構内に出現した野生ラン（ラン科）．千

間では間伐以前よりも個体数が減少し，特に間伐区で

葉県立衛生短期大学紀要 23:27-29.

その傾向が大きかったことを報告している．Hagerman

伊藤綾乃・庄司顕則・松本竹吾・赤﨑洋哉・海道智

et al. (1999) は，カナダのブリティッシュ・コロンビア

文・松澤 宏・山崎 旬・遊川知久．2015．埋立地

州の亜高山帯針葉樹林において，皆伐の 2 ‐ 3 年後はの植栽林におけるキンラン（Cephalanthera falcata

樹木細根の活性が低下し，菌根菌の種組成変化による(Thunb.) Blume）の野外播種試験法による繁殖の試

多様性の低下がおこることを報告している．これらのこみ．日本緑化工学会誌 41:279-282．

とから林冠木の伐採は，光環境や土壌水分などの非生

環境省自然環境局野生生物課．2015．環境省レッドリ

物的要因だけでなく，菌根菌の群集構造など生物的要

スト 2015 の公表について（平成 27 年 9 月 15 日

因にも大きな変化を与えると考えられる．したがって，

付け報道発表資料）環境省自然環境局野生生物課，伐採の結果，菌根菌群集の変化によるネガティブな影

東京．

響が光環境の改善によるポジティブな影響を上回った
場合は，キンランの生育が阻害される可能性がある．
伐採による管理がキンランの生育にどのように影響

北村四郎・村田源・小山鐵夫．1964．キンラン．原色
日本植物図鑑草本編［Ⅲ］単子葉類．保育社，東京．
pp．29-30．

するのかを明らかにするためには，今後，調査地内の

清田陽助・濱野周泰．2010．林床植生の生活環境に及伐採された場所と放置された場所でそれぞれの環境にぼす樹林間伐の影響．樹木医学研究 14:131–133.

おけるキンラン個体群のサイズ構造や空間分布構造，

Matsuda, Y., Amiya, A., Ito, S. 2009. Colonization patterns

光環境を詳細に調査する必要がある．

of mycorrhizal fungi associated with two rare orchids,
Cephalanthera falcata and C. erecta. Ecological

謝辞
本調査地においてキンランの群生を初めて確認し情Research 24:1023-1031.
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写真

調査地の常緑広葉樹植栽林に生育するキンラン．