編集委員長
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カンキツにおける自家不和合性および交雑不和合性の検定……………………山本雅史・川口昭二・福留弘康・勘米良祥多・久保達也・冨永茂人

1

飼料用米の給与が合鴨の卵肉生産に及ぼす影響……………………… 山耕二・内富大輔・溝口由子・城戸麻里・冨永輝・田浦一成野村哲也・大島一郎・中西良孝

7

ツバキ園におけるガチョウの除草利用…………………………溝口由子・主税裕樹・

山耕二・中西良孝・冨永輝・城戸麻里田浦一成・野村哲也・大島一郎・坂田祐介

11

ツバキ園における山羊の除草利用………………………主税裕樹・溝口由子・広瀬啓介・

山耕二・中西良孝・冨永輝

城戸麻里・田浦一成・野村哲也・大島一郎・坂田祐介

17

農場研究報告投稿規程および原稿作成要領…………………………………………………………………………

25

……………………
1

……………
7

………
11

…………
17

……………………………………………………………………………………………

25

鹿児島大学農場研報 ()

1〜5 (2012)

カンキツにおける自家不和合性および交雑不和合性の検定
山本雅史 1＊・川口昭二 2・福留弘康 2・勘米良祥多 2・久保達也 1・冨永茂人 112

鹿児島大学農学部果樹園芸学研究室 〒890 0065 鹿児島市郡元

鹿児島大学農学部附属農場唐湊果樹園 〒890 0081 鹿児島市唐湊

1＊

2

2

1

2

1

1

890 00652

890 0081

396

26

111

390

キ−ワ−ド：花粉管, 花粉稔性, 和合性

果の結実数および種子数を調査することによって実施されるが, カンキツでは生理落果の多発や雌性不稔性のたカンキツにおいて自家不和合性の品種・系統は, 単為め, その判定が困難であることも多い. そのため, 1組

結果性が備わっている場合に無核性となる (岩政・大庭

み合わせあたりの受粉花数を多くする必要があり, 多数

ら 1995

1980

･

2002)

の検定には多大の労力を要する. 一方, 不和合性の検定

が, 単為結果性が無い場合には不結実性を示す (1958 三輪 1951

･

1961

に花柱内での花粉管の伸長を観察する方法もある

ら 1956･

1956) ので, 各品種の自家不和合(1958). これは配偶体型の不和合性反応が花柱内で起きることを利用した方法であり, 短期間で不性の有無を解明することは極めて重要である. そのため,和合性の検定が可能である. カンキツにおいても多数の品種について自家不和合性の検定が実施されてきら (2010 2011), 北島ら (2001),ており, 著者らも前報 (ら 2006) において･(2002) および(1986),(1978)

カンキツ65品種・系統の自家不和合性／和合性を明らか

が, 不和合性の検定に本法を利用している. 特ににした. しかしながら, 未解明の品種・系統もまだ多く

ら (2001) は, 花柱内における和合および不和合花粉管存在する.

の状態を詳細に観察し, この方法がカンキツにおける不カンキツの自家不和合性は配偶体型自家不和合性であり (1969), 不和合性に関する遺伝子型が同一で和合性または和合性の確実な検定法であることを示した.
筆者らも前報 (ら 2006) において花粉管伸ある場合に交雑不和合性を示す. 交雑不和合性の解明は,長の観察によって, 多数品種および組み合わせの不和合

自家不和合性品種の栽培や育種における基礎的情報とし性および和合性を解明することができた. 本研究において価値が高いが, カンキツにおいては限られた組み合わては, 前報 (せで知られているのみである (方法により, 数品種・系統の自家不和合性／和合性およ1964 1969･

1928

ら 2006 山本ら 2010).

一般に, 自家または交雑不和合性の検定は, 人工受粉
2011年11月16日
2012年1月16日
＊

受付日
受理日

ら 2006) に引き続いて同様のび多数組み合わせの交雑不和合性／和合性を検定したので報告する.

山本雅史ら仏手柑およびその近縁種のメキシカンライム, ベルガモッ
ト, バロティンベルガモット, レモンリアル並びに交雑
鹿児島大学農学部附属農場唐湊果樹園においてカラタ

品種である

早香

および

はるか

では花柱基部におチを台木として栽培されているカンキツ品種・系統 (以ける花粉管数は最低でも21 3本で, これらは自家和合性

下, 系統と略) を供試した. 自家不和合性の検定には11と判定できた (系統を (1) , 交 雑 不 和 合 性 の 検 定 に は 既 報
ら 2006) および本研究で自家不和合性であ(1).

26系統を用いた396組み合わせのうち, 交雑不和合性が確認できたのはありあけとクレメンティンとの正ることが確認された26系統を用いた111組み合わせの正逆交雑, クネンボとヤマブキとの正逆交雑並びにケラジ

逆交雑を含む396組み合わせを供試した (ミカンと喜界ミカンとの正逆交雑の6組み合わせだけで2).

不和合性の検定においては, 開花直前の花蕾の花弁おあった. 残りの390組み合わせでは, 花柱基部におけるよび雄蕊を除き, 自家または他家受粉し, 直ちに袋掛を花粉管数は10〜100本以上であり, 交雑和合性と認めら行った. 受粉6〜8日後に花を採取し, 雌蕊をメタノール−れた (酢酸 (3：1) に浸漬して 20℃で保存した. 花柱内の花柱基部における花粉管数は0 0〜1 7本であった (粉管は2). 交雑不和合性の6組み合わせでは, 花3).

(1958) に従って観察した. すなわち, 8の水酸化ナトリウムで軟化した花柱を0 1％アニリンブ
ルーで約4時間染色し, 押しつぶし法で顕微鏡標本を作製した. 蛍光顕微鏡 () 下で, 花柱上部, 中部, 基

本研究および既報 (ら 2006) の結果, 調部の花粉管数を計数した. 併せて, 花粉管の状態につい査した76系統のうち, 33系統が自家不和合性を示した.

ても観察した. 本観察には3花以上を用いた.

調査した全てのブンタンは自家不和合性であり, ブンタ

花粉稔性は上野 (1986) に従い, 5花からの各1葯中のン類縁系統にも自家不和合性のものが多数認められた.

花粉を混合した500粒以上の花粉をアセトカーミンで染マンダリンのうち自家不和合性を示したものはシィクワー

色し, 顕微鏡で観察した.

サー等ほとんど日本原産のマンダリンで, インド原産のポンカン等, 中国原産のキノクニ等は全て自家和合性であった. また, シトロン, その近縁のライムやレモン等
は全て自家和合性を示した. 近年の類縁関係研究の結果,

カンキツ属11系統のうち, 花柱基部における花粉管数はイーチャンパペダで0 3本, ブンタンの

麻豆紅柚

で0 0本であり, この両者は自家不和合性であった. 一
方パペダのマクロプテラおよびプルット, シトロンの丸

カンキツの起源種はシトロン, ブンタンおよびマンダリ
ンであること (ら 2000

ら

2006

ら

1998

ら 1993), タチバナやシィ

クワーサー等の日本原産マンダリンは他地域原産のマンカンキツにおける自家不和合性および交雑和合性の検定

ダリンと遺伝的に明確に区別できること (･ら 1986

唆する結果も得られている (2003) が解明された. これらのら 2007ら 2004ら 2000). 上記の日本原産マン

結果と前述のカンキツにおける自家不和合性系統の分布

ダリンとこのイーチャンパペダの不和合性との関係につから, カンキツにおける自家不和合性はブンタンおよびいても今後の検討事項である.

日本原産マンダリンを起源とする可能性があることがわ

26系統間において交雑不和合関係は3組み合わせで認かった. ただし, ブンタンと日本原産マンダリンとの間められた. このうちに類縁関係を認める報告は無く, これらが独立に発生しよびケラジミカンと喜界ミカンは, 親子関係にある (山たのか, 両者に何らかの遺伝的関係があるのか, という田ら 1995 山本ら 2010). クネンボとヤマブキとの類点は今後研究を進める必要がある. また, 供試した野生

縁関係は明らかでないが, この両者の交雑不和合関係は種のうち, イーチャンパペダのみが自家不和合性であっ既にた. カンキツ属におけるイーチャンパペダの分類学上のさらに, 現在まで知られている交雑不和合性は極めて近位置には未解明の点が多いが, マンダリンとの関係を示縁な系統間のみである (

･

ありあけ

とクレメンティンお(1928) によって報告されている.
1969) ことからも, カン山本雅史らキツにおいて交雑不和合性は限定されていることが推察できた. これは, カンキツの不和合性に関する遺伝子の2006

多様性が大きく, 同一の遺伝子型を示すことがほとんど無いことを示しているのであろう.

(

今後, 自家および交雑不和合性の理解を深めるために)

112 1519 1531

は, 各品種における不和合性に関する遺伝子型を解明す

1995

1

る必要がある. 従来, 遺伝子型は膨大な組み合わせの人
工受粉によって決定するしかなかったが, 近年, 果樹に

90

おいてはリンゴやナシ等バラ科果樹で遺伝子型決定の種々

303 306の方法が開発された. バラ科果樹における不和合性にはと呼ばれる不和合反応を担う
ため, それを支配する

が関与する

2007
111

遺伝子型を解明することで不和合性遺伝子型は決定できる (186 192

ら 1999ら 1997). また, 不和合性遺伝子に連鎖しているアイソザイムマーカーを利用したり (ら 1995),1998

不和合性遺伝子に関してホモ接合体の個体を用いた人工()
96 812 822

受粉 (寺井ら 1999) によっても効率的に遺伝子型を解1986明することができる.

36

カンキツにおいても近年, 上記の研究が進展しており,
ら (2011) はアイソザイム遺伝子型を解明すること

138 146

によって多数品種の不和合性遺伝子型を推定した.
ら (2010 2011) は

平戸文旦

または

晩白柚

の自

1999

家受粉で作出した不和合性遺伝子に関するホモ接合体を用いた人工受粉により, 多数品種の中で
たは

晩白柚

平戸文旦

98 961 967

まの備える自家不和合性遺伝子の有無を明らかとした. また, カンキツでは花粉数を制限した人工

岩政正男・大庭義材. 1980. 自家不和合性による江上ブ
ンタンの無核性. 佐大農彙. 49 39 45

受粉における花粉管数を計測することによっても不和合性遺伝子型が推定されている (2010

ら 2010). これら

1の手法を用いることによって, カンキツにおける自家お(よび交雑不和合性に関する知見は一層進展するものと考

)
( 9

えられる.

10

)

1

55 239245
カンキツにおける自家および交雑不和合性の有無を花2011

柱内における花粉管伸長によって検定した. カンキツ11
系統のうち, イーチャンパペダおよびブンタンの
紅柚

2

( 1

1

1

および

はるか

2

)

413

早

は自家和合性であった. 自家不和

280 404は自家不和合性であった. パペダの2系統, シト

ロンおよびその近縁種5系統並びに交雑品種である
香

1

麻豆

北島

宣・岡田嘉樹・長谷川耕二郎. 2001. ヒュウガナ

合性26系統を用いた111組み合わせの正逆交雑を含む396

ツ無核性品種組み合わせにおいて, 交雑不和合性であったのは

花粉管伸長, 受精および種子形成. 園学雑. 70

あけありとクレメンティン, クネンボとヤマブキおよびケ

室戸子夏

と

西内子夏

における

320 327
1958

ラジミカンと喜界ミカンとの正逆交雑の6組み合わせだ

71 86

けで, 残りの390組み合わせは交雑和合性であった.
91
1958

34
2004

125 128
三輪忠珍. 1951. 日向夏ミカンの授粉, 受精現象と落果問題について. 宮崎大学時報 (自然科学). 2 1 67

102 233 242

1956

カンキツにおける自家不和合性および交雑和合性の検定

樹試報. 32 31 38
69 277 281

上野

1928

勇. 1986. カンキツ花の諸形質の遺伝様式について. 第1報2023 2029

花粉稔性の分離. 果樹試報.

13 1 91986

2011

18 41 463

山田彬雄・奥代直巳・松本亮司・山本雅史・高原利雄・

80 284 294

生山

巖・石内傳治・浅田謙介・池宮秀和・村田広野. 1995. カンキツ新品種
2010

ありあけ . 果樹試報.

28 1 13
山本雅史・福田麻由子・古賀孝徳・久保達也・冨永茂人.
2010. 喜界島 (鹿児島県) の在来カンキツであるケ
55 67 72

ラジミカン (

) の来歴の検討. 園学研.

9 7 122001
1993
45 443 457
43 355 365
2000

2006
100 1155 1166

75 372 378

1961

1995

74 104 106

64 23 29
1997

2002
(

)

32 1258 1259
1956

71 183 186
67 171 175

2003

1964
(

(

)

84 137)129 267 274

140

,

1978

1969
1 189 190
寺井理治・佐藤義彦・齋藤寿広・阿部和幸・壽和夫.
47 188

1999. ニホンナシの自家不和合性遺伝子 ( 遺伝子)型の決定に有用な遺伝子ホモ接合体の同定. 果

194

鹿児島大学農場研報 ()

7〜10 (2012)

飼料用米の給与が合鴨の卵肉生産に及ぼす影響
山耕二 1＊・内富大輔 1・溝口由子 1・城戸麻里 2・冨永

輝 2・田浦一成 2・

野村哲也 2・大島一郎 2・中西良孝 11

鹿児島大学農学部家畜管理学研究室 〒890 0065 鹿児島市郡元2

鹿児島大学農学部附属農場 〒890 0065 鹿児島市郡元

1＊

1
2

1

2

2

2

2

1

1

890 00652

890 0065

2 850

18 0

60
2 877

2 003

17 4
1 673

12

0 05
0 05
27 0

53 4

0 05

0 05
10 8
0 05

50

60

,
キ−ワ−ド：合鴨, 合鴨農法, 産肉性, 産卵性, 飼料用米化や飼料用トウモロコシの代替となる飼料用米の生産な
らびにその利用拡大が図られている (農林水産省, 2011).
合鴨農法は有畜複合による水稲の無農薬栽培技術の合鴨農法では, 水稲副産物である古米や屑米 (いずれも1つとして広く認知されており, 水稲栽培あるいは畜産

食用米) の合鴨への給与が行われてきたものの, 飼料用からみた有効性についても明らかにされている (萬田,

米の給与が合鴨の卵肉生産に及ぼす影響は未だ明らかに

2005). その一方で, 水田放飼期間中および引き上げ後されていない. そこで本研究では, 水田放飼合鴨の飼養の合鴨の飼養管理技術については追究の余地があり, そ管理技術の確立に向けた基礎的知見を得ることを目的との中で給与飼料の自給や飼料費の節減はとくに重要な課し, 合鴨農法で生産した飼料用米を給与した合鴨の産肉

題である. 近年, わが国では飼料自給率の向上が緊要な性ならびに産卵性について検討を行った.

課題となっており, その方策として, 農場副産物の飼料
2011年11月30日
2012年1月25日
＊

受付日
受理日

山耕二ら

名 (平均年齢21 4歳) の計48名と若年齢層が大部分であった. 評価方法は歯ごたえ, 多汁性, 風味および総合評価の項目について, 5段階の数的尺度を用いて行った.
得られたデータのうち, 体重および解体成績について
は 検定, 合鴨肉の官能評価についてはの符

号化順位検定により区間差を検定した.
試験は2010年11月30日から翌年2月28日にかけて, 飼
育棟で行われた. 24週齢の雌合鴨10羽を供試し, 配合飼
料 (

2 850

㎏

18％) を不断給与した対照

区 (♀5), 1. と同様の試験飼料 (

2 877

㎏

17 4％) を不断給与した試験区 (♀5) に区分した. 給
餌は1日1回とし, 水は自由摂取させた. 試験期間中の平試験は2010年11月30日から翌年1月25日にかけて, 鹿
児島大学農学部附属農場内動物飼育棟 (以下, 飼育棟)

均気温は8 1℃ (最高気温21℃, 最低気温−1℃) であった.

および4号圃場において行われた. 飼料用米にはクサノ

毎朝, 集卵を行い, 両区の産卵個数, 卵重を記録し,

ホシ (第1図) を用い, 2010年6月から同年11月にかけて,

初産日齢 (群における50％産卵到達日齢), 試験期間中

同大学農学部附属農場内学内水田で合鴨農法により栽培におけるヘンディ産卵率 (試験期間内産卵個数 生存延したものを籾米の状態で供試した. 2010年11月2日に孵べ羽数)×100) を求めるとともに, 全羽込みにした飼料

化した合鴨20羽を供試し, 4週齢になるまで成鶏用配合

摂取量を測定し, 試験期間中の飼料摂取量 ( ) を産卵

飼料 (以下, 配合飼料,

18 0％)

量 ( ) で除して飼料要求率を算出した. 31週齢の時点

を不断給与条件下で舎飼いした (0 16 ㎡ 羽). 4週齢の

2 850

㎏

で産卵された対照区4個および試験区3個について, 卵重,

時点で合鴨20羽を供試し, 配合飼料を不断給与した対照

卵黄重, 卵白重, 卵殻重, 卵殻厚および卵黄色の測定を

区 (♂5：♀5), 飼料用米を主体に調製した試験飼料行った. 卵殻厚の測定には卵殻厚さ計 (富士平工業社製),(乾物ベースの配合割合：飼料用米60％, 大豆粕25％,

卵黄色の測定にはヨークカラーファンスコア (牡蠣殻5％, 米ヌカ5％および大麦5％,

トリションジャパン社製) をそれぞれ用いた.

2 877

ニュー

17 4％) を不断給与した試験区 (♂5：♀5) に得られたデータのうち, 卵重および卵質については区分し, 12週齢まで舎飼い (0 16〜0 95 ㎡ 羽) または検定, 産卵率についてはχ2 検定により, 区間差を検定

屋外飼育 (1 1 ㎡ 羽) した. 給餌は1日1回とし, 水はした.

㎏

自由摂取させた. 試験期間中の平均気温は8 2℃ (最高
気温21℃, 最低気温−1℃) であった.
週に1回, 電子体重計を用いて合鴨全羽の体重を測定した. 飼料摂取量については, 毎朝, 飼料給与前に残食
飼料用米を給与した合鴨の増体ならびに飼料利用性を量を測定し, 前日の給与量から差し引いて算出した. 飼料要求率については, 飼料摂取量を増体量で除して全羽第1表に示した. 試験開始時体重は対照区で 552込みにした値を算出した. 12週齢の時点で両区の合鴨をびに試験区で 547

ならであり, 両区で有意差が認められないずれも放血・屠殺し, 脱毛後の体重 (裸体重), 枝肉

かったものの, 試験終了時には対照区の 2 003

量および腹腔内脂肪を測定し, 枝肉歩留を算出した. さ試験区で 1 673

らに, ムネ肉を厚さ1に比べと有意に低い値を示した ( ＜0 05).

程度に切り, 肉重量の1％相当

飼料摂取量は対照区に比べ試験区で少なく, 日増体量はの塩で味付けを行ったものを鉄板で焼き, 官能試験を行っ

対照区に比べ試験区で劣っており ( ＜0 05), 飼料要求

た. パネリストは男性29名 (平均年齢28 2歳), 女性19率は対照区の6 7に比べ試験区で7 4と10％程度高かった.

項

区

目

対照区 (

10)

分
試験区 (

10)

試験開始時体重 ( )552± 78547±102

試験終了時体重 ( )2 003±282

1 673±104

173

149

日増体量 ( )25 9±5 0

20 1±1 4

飼料要求率

67

74

飼料摂取量 (

羽 日)

平均値±標準偏差
同一行内の
＜0 05

飼料用米の給与が合鴨の卵肉生産に及ぼす影響

項

区

目

対照区 (

分

10)

試験区 (

10)

裸体重 ( )

1 768±289

1 449±110

枝肉重量 ( )1 354±262

1 095±102

腹腔内脂肪 ( )24 7±15 7

7 3±5 5

枝肉歩留 (％)

76 3±4 1

75 5±1 8

平均値±標準偏差
同一行内の
＜0 05

飼料用米を給与した合鴨の解体成績を第2表に示した.

ため, 屑米などの補助飼料の給与が一般に行われている.

裸体重, 枝肉重量および腹腔内脂肪は対照区に比べ試験本研究で供した合鴨は, 水田放飼終了後, 配合飼料を不区で低い値を示した ( ＜0 05) ものの, 両区の枝肉歩断給与した場合には, 体重が約 2 000

留には差がなく, 試験終了時における体重の差 (第1表)種類であることが明らかにされており (がそのまま枝肉重量などに反映されていた.

本研究においても対照区の合鴨は従来の報告と同等の発程度まで達する山ら, 2008),

神坂ら (2010) は配合飼料に20％の飼料用米 (籾) を育を示した. 本研究では, 飼料米を給与した合鴨の体重添加した飼料を肉用鶏に給与したところ, 飼料用米の嗜が配合飼料を給与した場合に比べ劣ったものの, その体好性は良好であり, 配合飼料のみを給与した場合と比べ

重は 1 600ても成長や歩留などの解体成績に差がみられなかったとても, 歯ごたえ, 多汁性, 風味および総合評価で両区間報告している. 本研究では, 両区の飼料要求率は7程度に差が認められなかった (第3表). このことから, 飼料と大差なかったものの, 試験区では飼料用米の残食が目用米は合鴨の飼料として利用可能であるものの, 水田放

立ち, 合鴨の飼料用米に対する嗜好性は必ずしも良好と飼合鴨に対する飼料用米の適正給与量ついては, 検討のは言えなかった. その結果, 対照区に比べ飼料摂取量が余地が残された.

を超えた. さらに, ムネ肉の食味性につい低下し, それが両区の増体ならびに枝肉重量の差に繋がったものと考えられた.

飼料用米を給与した合鴨の産卵成績を第4表に示した.

合鴨農法では, 水田放飼した合鴨が水田内に生息する

初産日齢は対照区で183日, 試験区で177日であった. 産

昆虫, 水生生物および雑草を採食しながら成長すること

卵率は対照区の53 4％に比べ, 試験区で27 0％と有意にが知られている (萬田ら, 1993). その一方で, 水田内

低く ( ＜0 05), 卵重も同様であった ( ＜0 05). 飼料の飼料資源は合鴨の採食に伴い減少し, 養分が不足する

要求率は対照区に比べ試験区で2倍を超える値を示した.

区

項

分

目

歯ごたえ

多汁性

風

味

総

合

対照区

0 21

0 54

0 63

0 77

試験区

0 04

0 46

0 67

0 77

平均値 (48名のパネリストによる評価)(官能評価の基準)
評 点

歯ごたえ

多汁性

風

味

総合評価

2

非常に柔らかい非常に富んでいる

非常に良い

非常に良い

1

柔らかい

富んでいる

良い

良い

0

普通

普通

普通

普通

−1

少し堅い固いあまり富んでいない

少し悪い

少し悪い

−2

固い

富んでいない

悪い

悪い

区

分

項

目

初産日齢

産卵率 (％)

卵重 ( )

飼料要求率

対照区

183

53 4

79 7± 7 5

63

試験区

177

27 0

69 1±10 5

13 6

平均値±標準偏差
同一列内の
＜0 05

山耕二ら

区

分

項

目

卵黄 (％)

卵白 (％)

卵殻 (％)

卵殻厚 (㎜)

卵黄色

対照区

29 2±2 961 5±2 0

9 4±3 047 5±6 8

10 8±0 5

試験区

32 9±2 157 9±3 0

9 2±2 056 8±5 8

5 0±1 0

卵重に対する割合を示す
平均値±標準偏差
同一列内の
＜0 05

採卵鶏への飼料用米の給与について, 立川ら (2009) は(1) 12週齢時における試験区の体重は 1 673

配合飼料への添加割合を30％まで増やした場合には産卵対照区の2 003 に比べ有意に低い値を示した ( ＜0 05).

率および卵重の低下が認められたと報告しており, 本研

解体成績については, 枝肉重量は対照区に比べ試験区で究においても, 飼料用米を給与した合鴨の産卵は認めら低い値を示した ( ＜0 05) ものの, 両区の枝肉歩留にれたものの, 産卵率および卵重は立川らと同様な結果をは有意差がみられなかった. ムネ肉の食味性については,示した.

両区間に有意差が認められなかった.

であり,飼料用米を給与した合鴨の卵質を第5表に示した. 卵(2) 産卵率は対照区の53 4％に比べ, 試験区で27 0％と重に対する卵黄重, 卵白重および卵殻重の割合に両区間有意に低く ( ＜0 05), 卵重も同様であった ( ＜0 05).

で有意差はみられず, 卵殻厚についても同様であった.

卵重に対する卵黄重, 卵白重および卵殻重の割合に両区

一方, 卵黄色は対照区の10 8に対し, 試験区では5 0と有間で有意差はみられず, 卵殻厚についても同様であった.

意に低い値を示した ( ＜0 05). 採卵鶏への飼料用米の

卵黄色は対照区の10 8に対し, 試験区では5 0と有意に低給与が卵質に及ぼす影響について, 立川ら (2009) は卵い値を示した ( ＜0 05).

殻強度の低下はみられなかったものの, 卵黄色が薄くなっ

以上より, 合鴨に配合飼料を給与した場合に比べ, そたと報告している. 卵黄色については, 本研究で用いたの60％を飼料用米で代替した場合の産肉性および産卵性

ヨークカラーファンスコアでは等級が小さいほど明度ははいずれも低かったものの, 飼料用米による卵肉生産は上がり, 赤色度が下がることが知られており, 卵黄色は可能であることが示唆された.

緑餌やトウモロコシを飼料に多く配合することで濃くなることが明らかにされている (古瀬ら, 1991). 本研究では, 飼料用米給与による合鴨卵の卵殻厚の低下は認められなかったものの, 卵黄色は鶏と同様に薄くなった.

古瀬充宏・石井俊哉・宮川修一・中嶋真一・中川二郎・

以上より, 合鴨に配合飼料を給与した場合に比べ, そ奥村純市. 1991. 卵黄色の評価について. 畜産の研の60％を飼料用米で代替した場合の産肉性および産卵性

究. 45 401 404.

はいずれも低かったものの, 飼料用米による卵肉生産は

神坂明茂・安藤忠弘・船ヶ山祐二. 2010. 肉用鶏への飼可能であることが示唆された. なお, 本研究では60％代料用米給与試験. 宮崎県畜産試験場研究報告. 22

替したが, ブロイラーでは20％ (神坂ら, 2010) および

88 93.

産卵鶏では15％代替 (立川ら, 2009) が飼料用米の適正

萬田正治. 2005. アイガモ. 畜産の研究. 59 13 18.

給与量とされており, 水田放飼合鴨における適正給与量

萬田正治・内田秀臣・中釜明紀・渡邉昭三. 1993. 水田については今後, 更なる検討が必要である.

に放飼した合鴨の成長と行動. 日本家禽学会誌.
30 383 387.
農林水産省. 2011. 平成23年度 食料・農業・農村白書.
502, 農林統計協会. 東京.

水田放飼合鴨の飼養管理技術の確立に向けた基礎的知立川昌子・浅野智宏・石川寿美代・島部奈美・早川 博.

見を得ることを目的とし, 飼料用米主体の試験飼料 (乾2009. 飼料米給与による採卵鶏への影響. 岐阜県畜物ベースで飼料用米60％配合,

2 877

㎏

17 4％) を給与した合鴨 (試験区) の産肉ならびに産卵性について市販配合飼料 (

2 850

㎏

18 0％)を給与した合鴨 (対照区) との比較から明らかにした.

産研究所研究報告. 9 41 46.
山耕二・中田好郁・松元里志・田浦一成・中西良孝.
2008. 調理・食残渣発酵飼料を給与した水田放飼合
鴨の卵肉生産. 有機農業研究年報. 8 121 134.

鹿児島大学農場研報 ()

11〜15 (2012)

ツバキ園におけるガチョウの除草利用
溝口由子 1・主税裕樹 2・山耕二 1＊・中西良孝 1・冨永

輝 3・城戸麻里 3・

田浦一成 3・野村哲也 3・大島一郎 3・坂田祐介 41

鹿児島大学農学部家畜管理学研究室 〒890 0065 鹿児島市郡元2

鹿児島大学大学院連合農学研究科 〒890 0065 鹿児島市郡元34

鹿児島大学農学部附属農場 〒890 0065 鹿児島市郡元

鹿児島大学農学部観賞園芸学研究室 〒890 0065 鹿児島市郡元

1

2

3

1＊

3

1

3

3

3

4

1

890 00652

890 00653

890 0065

4

890 0065

8

6
13
04

28
178
09

2010 16

0 05
0 05

06

キ−ワ−ド：ガチョウ放飼, 植生管理, 被害率, ツバキに放飼したガチョウが極めて高い除草能力を有し, 下草管理に有効であることを明らかにしている. しかしなが
草食性の水禽であるガチョウ (泉, 1993) は, 欧米では
綿花など広葉作物, 果樹および花の栽培現場で除草家畜として用いられている (わが国においても,2011年11月30日
2012年1月17日
＊

受付日
受理日

山ら (2008 2009

ら, わが国ではナシ園以外の樹園地におけるガチョウの除草利用に関する知見はほとんど見当たらない.

1991).

そこで本研究では, 農業生産現場におけるガチョウの) がナシ園

除草利用に向けた基礎的知見を得ることを目的とし, ツバキ () 園にガチョウを放飼し, その除草効果について検討した.

溝口由子らに及ぼす影響を第1表に示した. 放飼開始時, 両区の出現植物種とその被度は必ずしも一致しなかったものの,2010年11月15日〜同年12月3日にかけて, 鹿児島大学

対照区ではキンエノコロ (農学部附属農場内のツバキ見本園 (以下, ツバキ園, 樹

およびスギナ (高約2 0〜2 5

ギナおよびマルバツユクサ (, 植栽密度178本 ) において, ガチョウの放飼試験を行った (第1図). 放飼試験地 (1 3( ))), ガチョウ区ではス)) のがそれぞれ主要出現植物であり, 両区の裸地率は35％前のネット柵で囲み, 園内にセイヨウガ後であった. 放飼終了時, 対照区における各植物種の被) を放飼する区 (0 9 ：度および裸地率は放飼開始時とほぼ同様であった. これ

以下, ガチョウ区) および放飼しない区 (0 4 ：以下,

に対し, ガチョウ区では主要植物種であるスギナおよび対照区) を設けた. ガチョウ区内には, 6ヵ月齢のセイ

マルバツユクサが消失するとともに, 裸地率が放飼開始

ヨウガチョウ8羽 (♂1, ♀7, 平均体重2 8 ㎏) を放飼

時の36 2％から93 8％と大幅に増加し, 対照区との間でし (放飼密度8 9羽 ), 飲水場を設けるとともに, 放飼8有意差が認められた ( ＜0 01).

外周を高さ1 5チョウ (日目からは補助飼料として成鶏用配合飼料 (以下, 配合
飼料,

：18％,

：2 850) を50〜150羽日で給与した.

植生については, 対照区に4ヵ所, ガチョウ区に6ヵ所,定置枠 (0 5×1 0) を設置し, 枠内の出現植物種なら：各区において調査日間で有意差あり ( ＜0 05)：各調査日において区間で有意差あり ( ＜0 05)

びに被度を放飼開始前 (11月15日) および終了時 (12月3日) の計2回調査した. 植物現存量については, 対照区の方形枠を用いたツバキ園におけるガチョウ放飼が植物現存量に及ぼす

サンプリング (地上部を地際で刈り取り) を放飼開始前

影響を第2図に示した. 植物現存量は対照区では放飼開および終了時の計2回行い, 通風乾燥 (60℃, 48時間)

始時の131 ㎏ 10

後, 乾燥重量を測定した.

増加したのに対し, ガチョウ区では放飼開始時の120 ㎏

6ヵ所, ガチョウ区8ヵ所で0 5×0 5

放飼5日目 (11月19日) および終了時には, 8羽のうち,10から5 ㎏ 10から放飼終了時には168 ㎏ 10へとへと有意に減少し ( ＜0 01), 放飼

任意に選んだ4羽のガチョウについて日中6時間 (9：00

終了時には対照区に比べ有意に低い値を示した( ＜0 05).

〜15：00) の個体維持行動を1分間隔点観察法により調同じ樹園地であるリンゴ園 (査した. 採食行動については, 食草およびツバキに対す

園 (る採食に分類するとともに, 食草時には採食した植物種

除草効果が顕著であることが報告されており, 本研究のを可能な限り分類し, ツバキ採食時には採食部位およびツバキ園でも同様な結果が得られた (第3図).

山ら 2008 2009･

1996) やナシ

) では, ガチョウ放飼による被害本数を調査し, 被害率 ((被害本数 総本数)×100)

ツバキ園に放飼したガチョウの行動を第2表に示した.

を算出した. なお, 放飼終了時における配合飼料の給与

放飼5日目ではガチョウが採食後, 長時間に亘って休息については, 行動調査終了後に行った.

する状況が観察された. これに対し, 草量が減少した放得られた結果の統計解析については, 植生調査におけ

飼終了時 (第2図) にはガチョウが園内を広範囲に歩きる裸地率を 検定により両区間で比較するとともに, 行

回り, わずかに残った植物を探索もしくは採食する状況

動調査時におけるガチョウの個体維持行動 (採食・飲水・が多くみられ, 採食, 休息, 移動および探索行動割合は

休息・移動・探索) を 検定により調査日間で比較した.

調査日間で有意差が認められた ( ＜0 05). 採食行動のまた, 植物現存量については,

大半は食草行動であり, 放飼ガチョウが園内の主要植物検定により両区間なら

びに調査日間で比較した.

種であるスギナならびにマルバツユクサ, さらにはツバキの樹幹に巻き付いたヤブマメ () やヤブガラシ ((ツバキ園におけるガチョウ放飼が出現植物とその被度)) など蔓性植物も採食する状況が観察された (第4図).

山ら (2009 ) はナシ園にガ

ツバキ園におけるガチョウの除草利用

溝口由子ら

時の行動観察においても移動が多くみられたことから,ガチョウの歩行に伴う踏み付けによりイヌタデとギシギ
シが抑圧され, 消失したものと推察された.
一方, 放飼ガチョウによるツバキの樹葉や樹皮の採食は, 放飼5日目の行動観察では一切みられず, 終了時の調査で樹葉の採食が1本のツバキにおいて2回観察された.
その際, ガチョウはツバキの葉を啄んだ後, すぐに口から吐き出し, その後は再びツバキを採食することがなく,ツバキの被害率は0 6％となった. ガチョウの基本味(塩味, 酸味, 甘味, 苦味および旨味) に対する味覚反応は未解明であるものの, ツバキの葉には渋味成分であるタンニンが含まれており, このことがガチョウによる
樹葉の採食を抑制したものと推察された. 同じツバキ科
チョウを放飼したところ, 放飼終了時に園内でマルバツのチャ (ユクサが残存したと報告している. 本研究では, 放飼ガ

とくに幼木期における雑草防除が大きな課題となっておチョウによるマルバツユクサの採食が観察され, その結り (小幡, 1987), 本研究でガチョウによるツバキの被果, 放飼終了時の被度は0％となり (第1表), その除草害がみられなかったことから, 今後, チャ園でのガチョ効果は顕著であった.

ウの除草利用の可能性が期待される.

山ら(2009 )はタデ科植物であるイヌタデ() およびギシギシ () に対するガチョウの嗜好性がイネ科草本に比べ( )) の栽培現場では,以上より, ツバキ園に放飼したガチョウの除草効果は顕著であり, ツバキ園の下草管理に有効であることが明らかになった.

低いことを明らかにしている. 本研究においても, ガチョ
ウ区内に出現したイヌタデおよびギシギシに対するガチョ
ウの採食は観察されなかったものの, 放飼終了時には,両種とも消失していた. これについては, 本研究におけるガチョウの放飼密度が約90羽 10と高く, 放飼終了

農業生産現場におけるガチョウの除草利用に向けた基礎的知見を得ることを目的とし, 1 3のツバキ見本園

ツバキ園におけるガチョウの除草利用(植栽密度178本 , 以下, ツバキ園) を対照区 (0 4 )とガチョウ放飼区 (0 9

) に分け, 後者にセイヨウガ) 8羽 (6ヵ月齢, 平均体

チョウ (

1996

重2 8 ㎏) を2010年11月から同年12月にかけて16日間放飼し, その除草効果について検討した.
供試したツバキ園においては, スギナ (), キンエノコロ (11(1) 39 47( )およびマルバツユクサ ()) が主要出現植物であった. 放飼に伴い, ガチョウ放飼区の植物現存量は有意に減少し ( ＜0 05), 放飼終了時,
ガチョウ放飼区の植物現存量は対照区 (0 4泉

徳和. 1993. ガチョウ−多用な品種と利用性−. 畜
産の研究. 47 175 180

小幡兼男. 1987. 茶園雑草防除の現状と問題点−静岡県を中心として−. 雑草研究. 32(1) 1 6

) に比べ

1991
100

有意に低い値を示した ( ＜0 05). 放飼したガチョウはスギナならびにマルバツユクサだけでなく, ツバキの樹幹に巻き付いた蔓性植物のヤブマメ (
シ (

(

)

113
山耕二・伊方萌・剥岩裕・萬田正治・中西良孝.

) およびヤブガラ

2008. 果樹園に放飼したガチョウとアイガモの除草) も採食した. 放能力の比較. 西日本畜産学会報. 51 75 78

飼終了時に, ガチョウによる1本のツバキの樹葉への採食がわずか2回観察され, 被害率 (総本数に占める被害本数の割合) は0 6％であった.
以上より, ツバキ園に放飼したガチョウの除草効果は

山耕二・伊方萌・剥岩裕・萬田正治・中西良孝.

2009 . 果樹園におけるガチョウの除草利用. 日本
暖地畜産学会報. 52(2) 17 21.
山耕二・伊方萌・根元紘史・溝口由子・剥岩裕・顕著であり, ツバキ園の下草管理に有効であることが明

萬田正治・中西良孝. 2009 . ガチョウ放飼によるらかになった.

梨園の下草管理. 有機農業研究. 1(1) 34 41

鹿児島大学農場研報 ()

17〜24 (2012)

ツバキ園における山羊の除草利用
主税裕樹 1・溝口由子 2・広瀬啓介 2・

山耕二 2・中西良孝 2＊・冨永

輝 3・

城戸麻里 3・田浦一成 3・野村哲也 3・大島一郎 3・坂田祐介 412鹿児島大学大学院連合農学研究科 〒890 0065 鹿児島市郡元

鹿児島大学農学部家畜管理学研究室 〒890 0065 鹿児島市郡元34

鹿児島大学農学部附属農場 〒890 0065 鹿児島市郡元

鹿児島大学農学部観賞園芸学研究室 〒890 0065 鹿児島市郡元

1

2

3

3

2

2

3

2＊

3

3

34

1

890 00652

890 00653

890 0065

4

890 0065

2

41 5
35

17

30 14

2010

20
9 20

21

10
2011
2

10

2

−1

2

＋1

0

2010
2011
＜0 01
＜0 01

2

2010

10
1 00

0
2

2011
15

0
0 31

22 4

43

キ−ワ−ド：採食植物頻度, 選択性指数, 植生管理, ツバキ, 山羊放牧
2011年11月30日
2012年1月17日

受付日
受理日

＊

主税裕樹ら

樹園地における下草管理は, 農業従事者の高齢化に伴い労働力が不足するとともに, 地形面・安全面から機械利用が困難であることから, 薬剤散布による除草が一般に行われている (鈴木, 1989). 一方, 2006年には有機農業推進法が施行され, 薬剤散布を行わない環境に配慮した持続的な農業生産が求められるとともに, 労力面からも機械を使用しない下草管理技術が強く求められている. この解決策の1つとして, 家畜あるいは家禽の除草利用が考えられる. 中でも, 山羊は小型で取り扱いが容易 (萬田,

2000；中西, 2005) であり, 果樹園 (城戸ら, 2003；中西・山市；2004), 林地 (中西ら, 2002),
水田畦畔 ( 山ら, 2009 ) および耕作放棄地 ( 山ら,2009 ) において, 山羊放牧による除草効果が顕著であることが明らかにされている. しかしながら, 観賞用木
本植物の1つであるツバキ園での山羊の除草利用に関する報告は未だ見当たらない.
そこで本研究では, 山羊を利用した樹園地の植生管理技術の確立に向けた基礎的知見を得ることを目的とし,
ツバキ () 見本園に山羊を放牧し,ツバキへの被害発生の有無を調査するとともに, 山羊放牧による除草効果について検討した.

本研究は2010年11月17日からの14日間および2011年5

試験地の植生については, 対照区に4ヵ所 (2010年の月21日からの20日間の2回に分けて, 鹿児島大学農学部

試験では3ヵ所), 試験区に6ヵ所の方形枠 (1×1

) を附属農場学内ツバキ見本園 (植栽密度35本 ) で行われ設置し (第3図), 枠内の出現植物種, 被度ならびに草高

た. 放牧試験地の周囲を山羊の脱柵防止と外敵防止対策

を入牧直前 (2010年11月15日および2011年5月21日, 以のため, 電気牧柵ならびにネット柵で囲み, 山羊を放牧

下, 入牧時) ならびに退牧直後 (2010年11月30日およびする区 (2 0；以下, 試験区) お

2011年6月9日, 以下, 退牧時) の2回ずつ調査した. 下

よび放牧しない区 (1 0 ：以下, 対照区) の2区に分け記の式を用いて被度および草高より各比数を算出し, 積

た (第1図および第2図). 試験区内には庇陰・飲水場所

算優占度 (を設け, 両年ともに放飼開始後14日間は山羊に補助飼料求めた (日本草地学会, 2004). なお, ツバキなどの木を給与しなかった. なお, 2011年は草量が減少したため,

本類ならびに樹木に巻き付いた蔓性植物については植生試験開始15日目以降に市販ルーサンヘイキューブを給与調査から除外した.

, 放牧圧415

10した. 供試家畜として, 放牧経験のあるシバ山羊および) を用いた.

) ならびに相対積算優占度 (2) を

被度比数＝(ある植物の被度 最大被度を示した種の被度)×100

交雑種 (日本在来種トカラ山羊×日本ザーネン種) の去
勢山羊2頭 (平均体重41 52

草高比数＝(ある植物の草高 最大草高を示した種の草
高)×1002＝(被度比数＋草高比数) 22(％)＝( あ る 植 物 の2群落構成種全体の2 の合計)×100

植物現存量についても上記と同様に計2回, 試験区および対照区各6ヵ所で, 0 5×0 5の方形枠を用いて枠内の植物の地上部を地際で刈り取り, 通風乾燥 (60℃,48時間) 後, 乾物重量を測定した.
放牧2日目 (2010年11月18日および2011年5月22日) な：ソーラーバッテリー電気柵本体
：庇陰施設
：給水器

らびに退牧時 (2010年11月30日および2011年6月9日) には, 日中6時間 (9：00〜15：00) の放牧山羊の行動を1分間隔点観察法により観察し, 採食植物頻度 (総採食回ツバキ園における山羊の除草利用数に対するある植物種の採食された回数の割合：を求め, さらに,
2

および

)

植物種数は対照区で入牧時に11科14種, 退牧時に9科12(1986) の方法を参考にし,種であり, 試験区で入牧時に12科17種, 退牧時に6科8種

から草種に対するの選択性指数( ) を次式により算出した. なお, 植生調査で除外しであり, 試験区で放牧に伴い科数および種数とも半減した. 優占種は対照区でセイタカアワダチソウ () であり, 次いでホシダ (た木本類および樹木に巻き付いた蔓性植物についてはを算出しなかった.
＝(

−

2

) (

(
＋

2

)

) およびチガヤ ()(

また, 被害が認められたツバキを記録し, 全本数に占める被害本数の割合を被害率として算出した.

)

)の

2

が高かった. 試験区ではホシダが優占種であり, 次いでアシボソ (()) およびススキ (

得られた結果の統計解析については, 試験地の裸地率)

および植物現存量の平均値を 検定により区間で比較しのた. 各調査日におけるは1に近いほど各草種に対して照区で入牧時に8科10種, 退牧時に9科12種であり, 試験

選択採食し, −1に近いほど忌避し, 0に近いほど選択採区で入牧時に10科15種, 退牧時に9科15種であり, 試験

食を示さないものと判断した.

区で放牧に伴う科および種数の変化はほとんど認められ2が高かった. 2011年においては, 植物種数は対なかった. 優占種は対照区でセイタカアワダチソウであり, 次いでアオカモジグサ () およびヘクソカズラ (放牧試験地における入牧時および退牧時の出現植物種
およびその相対積算優占度 (2) を第1表 (2010年)

および第2表 (2011年) に示した. 2010年においては,

(

)

(

く, 試験区ではヨモギ (占種であり, 次いでスイバ (

)

) の

2

が高

) が優
) および

主税裕樹らホシダの2が高かった.

2010年における退牧時の裸地率は対照区の19 6％に比べて試験区は47 7％と有意に高く ( ＜0 01), 2011年の試験においても対照区の6 8％に比べて試験区は64 1％と極めて高い値を示した ( ＜0 01). 植物現存量は両年とも入牧時に区間差がみられなかったものの, 退牧時には対照区に比べて試験区で有意に少なく ( ＜0 05) (第4図), 試験区においては放牧に伴う植物現存量の大幅な減少が認められた ( ＜0 01). また, 景観面でも山羊放牧による除草効果は顕著であった (第5図).

：同年の各区において調査日間で有意差あり ( ＜0 05)：各調査日において区間で有意差あり ( ＜0 01)

ツバキ園における山羊の除草利用

試験区内の主要出現植物種 (する放牧山羊のならびに2が10％以上) に対を第3表および第4表に示した. 2010年の放牧2日目の試験区で2 が高かった場合には遮光により樹体の成長を阻害することが知られている (伊藤, 1993). とくに, ヤブガラシ (()) は一般の草本に比べその成長

たホシダ, アシボソおよびススキに対して放牧山羊のは迅速であり (川端, 1977), 林地では造林木に覆いはいずれも10％以上の高い値を示したものの,は被さって繁茂し, 樹木を枯らす強害雑草として問題視さ−0 07〜0 09と0に近似した値となり, いずれの植物に対れている (沼田・吉沢, 1997). 本研究では, 蔓性植物

しても山羊は選択採食を示さなかった. 退牧時においてに対するは, 放牧山羊のホシダおよびススキに対するが放牧2はカニクサ () で4 9〜8 8％, ツタ ()((

日目と同様な傾向を示したのに対し, アシボソについて) で0 6〜1 9％, ヤブガラシで0 5％と低が1 00となり, 選択採食が認められた. 試験区にかったものの, 採食する状況が観察された (第6図). し

2 は入牧時の5 3％から退牧時に0たがって, 樹園地における山羊放牧は地表面の植生管理はおけるアシボソの％と大幅に低下しており (第1表), 山羊のはこれを裏付けるものであった. 2011年の放牧2日目では, ヨモ

だけでなく, 樹木に巻き付いた蔓性植物に対しても有効であることが示唆された.

ギおよびスギナ () に対してが中西・山市 (2004) はナシ園内に除草目的で繋牧した15％以上の高い値を示したものの,はそれぞれ0 02お山羊が樹葉採食や角の擦り付けを示し, その結果, 剥皮

よび0 17と0に近似した値となり, 選択採食を示さなかった. 退牧時においては, ホシダに対する高い値を示したものの,が22 4％とは0 31とさほど高くなく, 明

確な選択採食を示さなかった.
城戸ら (2003) および山ら (2009 ) はセイタカア

ワダチソウに対する放牧山羊のが高かったことを報告している. 本研究では, 2011年におけるセイタカアワ
ダチソウに対するは10〜12％と比較的高い値であった (第4表) ものの,は0〜0 08と0に近似した値を示し, このことから山羊は同種を必ずしも選択的に採食していないことが示された. スイバについては放牧山羊の嗜好性が高く, 選択的に採食することが報告されている(福田, 2008). 本研究 (2011年の試験の放牧2日目) においても放牧山羊のスイバに対するは10 4％,

は−0 10となり, 本種を採食したものの, 選択的ではない
ことが明らかとなった.
蔓性植物は樹園地に侵入すると, 栽培樹木との間で養分および水分競合を引き起こすだけでなく, 樹幹を覆っ

主税裕樹らが認められたと報告している. 本研究においても各調査
日で放牧山羊によるツバキの樹葉および枝に対する採食(第7図) が日中1時間当たり3 8〜6 8回, 樹木への角や頭部などの擦り付けが0〜2 3回観察され (第8図), 2010年には2本, 2011年には1本の樹木で剥皮が確認され (第9図), 2年間を通じての被害率は4 3％であった. 剥皮は樹木の枯死を招くことが多い傷害である (農林水産技術会議事務局, 1984) ものの, 本研究で認められた被害率
は4 3％と低く, 試験終了後にツバキの枯死も確認されなかったことから, 山羊による被害の程度はごく小さい

ニンは山羊の採食性を低下させると報告されている (土ものと考えられた. ツバキはタンニンの1種であるカテ

肥, 1996) 一方, タンニン含量は採食性に関係しないこ

キン類を葉部に含み (永田, 1986), 渋味を呈するタンとも報告されている (福田, 2001). 本研究では, 山羊

1分間隔点観察法により記録
連続観察法により記録

ツバキ園における山羊の除草利用

による樹葉の採食が確認され, 福田 (2001) の報告を裏通じて4 3％であった.

付ける結果となった. 一般に, ツバキ栽培では, 地面近以上より, ツバキ園において山羊放牧による除草効果

くの枝葉が病害虫の温床となるのを防ぐために地上30が示されたものの, ツバキへの被害も認められたことか㎝以内を剪定し, 隙間を空ける作業が必要とされており

ら, 食害や剥皮の防止対策が必要であると思われた.

(安藤, 1971), 本研究では, 放牧山羊が下層の枝葉を採食したことでこの剪定作業を代替し, ツバキ園の植生管理の省力化が図れたが, 同時に山羊が後肢立ちで高さ100 ㎝以上に位置する枝葉を採食する状況も観察された.

安藤芳顕. 1971. つばき

したがって, 今後, 放牧山羊がツバキの上層部を採食出

155 保育社. 大阪.

来ない方法を検討する必要がある.

名花の紹介と栽培.

148

1986

以上より, ツバキ園において山羊放牧による除草効果が示された. しかしながら, ツバキへの被害も認められたことから, ツバキの樹葉採食や剥皮による被害防止のための方法について検討する必要があると思われた.

20 120 127
土肥宏志. 1996. 草食家畜の嗜好性と化学因子. 日本畜産学会報. 67 314 321
福田栄紀. 2001. ヤギや牛の放牧が森林伐採跡の植生変化に及ぼす影響―森林地帯にシバ草原が成立するしくみ―. 日本草地学会誌. 47 436 442

山羊を利用した樹園地の植生管理技術の確立に向けた福田栄紀. 2008. 放牧利用される放棄農林草地でのスイ基礎的知見を得ることを目的とし, ツバキ (バに対するヤギと牛の採食特性. 日本草地学会誌.

) 見本園 (植栽密度35本 ) に山羊2頭 (平均体重41 5) を放牧し (試験区2 0 および対照区1 0 ),54 40 44
伊藤操子. 1993. 雑草学総論.

ツバキへの被害発生の有無を調査するとともに, 山羊放牧による除草効果について検討した. 放牧試験地におい川端勇作. 1977. 緑化工に利用し易いつる性植物とそのて出現植物種の頻度と草高を測定し, 草種構成割合の指標としての相対積算優占度 (採食植物頻度 (2) を求めるとともに,2 が10％以上の植物に対する山羊の行動を観察し,) を算出した. また,から山羊の各野草に対する指数 ( ) を算出した (および2の選択性指数に基づく

特性. 緑化工技術. 4 17 21
城戸英・石若礼子・飛佐学・重盛進・後藤貴文・

増田泰久. 2003. ヤギを放牧した荒廃果樹園の植生
変化. 日本草地学会九州支部会報. 33 23 29
萬田正治. 2000. ヤギ

は−1から1の範囲であり, 0は選択採食しないことを示す). さらに, 被害が認めら

280 286 養賢堂. 東

京.

取り入れ方と飼い方の利用と除草の効果.

乳肉毛皮

1 150. 農山漁村文化協会.

東京.

れたツバキの全本数に占める割合を被害率として求めた.

永田忠博. 1986. ツバキ属植物における葉中の茶有用成

2010年における優占種は対照区でセイタカアワダチソ

分に関する研究. 茶業試験場研究報告. 21 59 116), 試験区でホシダ (

ウ (
(

)

中西良孝. 2005. ヤギ. 畜産の研究. 59 3 8) であった. 2011年にお中西良孝・岡元孝太郎・萬田正治. 2002. 山羊を利用しける優占種は対照区でセイタカアワダチソウ, 試験区でた林地の植生管理―放牧圧の違いが林内植生に及ぼ

ヨモギ (す影響―. 西日本畜産学会報. 45 79 83) であった. 退牧時の裸地率は両年とも対照区に比べて試験区で有意に高かっ中西良孝・山市康生. 2004. 山羊の放牧による果樹園地

た ( ＜0 01) が, 植物現存量は有意に少なかった ( ＜の持続的植生管理. 鹿児島大学全学合同研究プロジェ

0 01). 2010年の放牧2日目において, ホシダ, アシボソ

クト

(

(

)

)

およびススキ (羊のが10％以上を示したものの,) に対する山

日本草地学会 編. 2004. 草地科学実験・調査法.
191 社団法人 畜産技術協会. 東京.

が15％以上の高い値を示したものの,はいずれも0に近い値となり, 選択性を示さなかった. 退牧時には, ホシダに対するの,が22 4％と高かったもの

は0 31とさほど高くなく, 明確な選択採食は示さなかった. また, 蔓性植物の採食が観察された. しかし,

186

農林水産技術会議事務局. 1984. 山地畜産技術マニュア

が1 00となり, 嗜好が認めル

第1編. 山地畜産の基本と共通技術.

52 55

農林水産省. 東京.

られた. 2011年の放牧2日目では, ヨモギおよびスギナ
に対する7 (平成15年度研究成果報告書) 9 21は0に近い値であり, いずれも選択性はみられなかった. しかし, 退牧
時にはアシボソに対する

大地・食・人間の健康を保全する環境革命へ

の試行.

沼田

真・吉沢長人. 1997. 新版・日本原色雑草図鑑.
136. 全国農村教育協会. 東京.

鈴木邦彦. 1989. 最近における樹園地雑草防除の諸問題.
農業技術. 44 415 419
山耕二・岩ゆう・福永大悟・中西良孝. 2009 . 山

ツバキの樹葉および枝に対する採食や角・頭部などの擦羊放牧による水田畦畔の植生管理. 鹿児島大学農学

り付けによる剥皮がみられ, ツバキの被害率は2年間を部学術報告. 59 13 19

主税裕樹ら山耕二・岩ゆう・福永大悟・中西良孝. 2009 . 耕

作放棄水田跡地における山羊の除草利用. 鹿児島大学農学部学術報告. 59 21 27

鹿児島大学農場研報 ()

25〜27 (2012)(平成22年6月改定)

1. 鹿児島大学農学部農場研究報告 (以下, 本報告と呼ぶ) に掲載する論文は, 農学部教員, 技術職員, 学生などが,原則として農場の施設, 設備, 生産物などを利用して行った学術的に価値があり, かつ農業現場において利用価値のある未発表の原著論文, 総説および資料とする.
1) 原著論文：科学的な手法に基づいた研究で, 新規の事実と価値のある結論を有するもの.
2) 総説：農業科学・技術に関する特定の研究課題について, 関連分野の業績を引用し, 研究動向及び研究の解決の方向に関して著者の課題意識に基づいて論説したもの.
3) 資料：農学に関する学術情報, 統計等を解説的に紹介したもの.
技術および検査方法等を教育的に解説したもの.
環境因子 (土壌, 気象, 生物など) の記録・分析結果, 部局発展の歴史など.
2. 論文の投稿者は原則として農学部教員 (退職者または転任者を含む) であること. 技術職員, 学部学生, 大学院生, 研究生および留学生が筆頭著書のときは教員が共著者であること. 学部外の共著者については, 所属先の所在地を併記する.
3. 本報告に掲載された論文の著作権は, 鹿児島大学農学部農場研究報告編集委員会 (以下, 編集委員会と呼ぶ) に帰属する. また, 本報告を他に利用しようとする場合, 当該利用者は, あらかじめその利用につき編集委員会の許可を得なければならない.
4. 投稿予定者は9月30日までに, 著者名, 所属, 表題, 種類 (論文−和文・英文, 総説, 資料) および本文, 図,
表を含む原稿の刷り上がり頁数を記載した ｢投稿原稿申し込みカード｣ を編集委員会事務局 (農場事務担当係長)に提出する.
5. 論文は和文, 英文のいずれも受け付けるが, 下記に定める原稿作成要項に基づいて作成する.
6. 作成した原稿は, 正1部, コピー2部を11月30日までに編集委員会事務局に提出する. その際は一括して大形封筒に入れ, 編集委員会指定の ｢投稿原稿送付カード｣ を貼り付ける. ｢投稿原稿送付カード｣ に記載する事項は,投稿責任者とその連絡先および著者名, 所属機関名, 表題, 別刷希望数, 原稿 (本文, 図, 表, 写真等) の枚数などである. なお, 投稿が11月30日を超えた場合は投稿辞退とみなすものとする.
7. 投稿原稿は投稿された日を受付日とし, 編集委員会によって採択された日をもって受理日とする. 受付日と受理
日は論文の第1頁目の脚注に記載する.
8. 受付原稿は編集委員会が選定した校閲者により, 校閲を受ける. また, 受付原稿について編集委員会はその内容,
字句について, 加除・訂正を行うことがある.
9. 印刷経費についてはその年度の実状に応じて, 著者にその一部を請求する場合がある. カラー印刷の図版 (写真を含む) は実費の全額を著者負担とする.
10. 別刷は論文1篇につき100部まで無償とし, それを超える分の経費については著者負担とする.
11. 投稿者がカラー写真代等の著者負担金の支払いを怠っているときは, 論文掲載を保留することがある.
12. 原稿が採択された場合は, 最終稿1部と, それを納めた電子ファイルを編集委員会事務局に提出する (図, 写真を含む).
13. 原稿と電子ファイルは, 印刷終了後に返却する.
14. ｢投稿原稿申し込みカード｣ と ｢投稿原稿送付カード｣ は, 別添カードをコピーして使用するものとする.
15. この規程に定めのない事項は, 編集委員会が処理するものとする.
1. 投稿原稿は ｢｣ または ｢一太郎｣ を用いて執筆し,4判用紙に印刷する.

書式設定は, 和文は1頁を40字×25行, 英文は1頁を60字×25行 (語間のスペース, ピリオド, ハイフン等を含む)とし, 字の大きさは12ポイントで, 行間を充分にあけて横書きにする. 余白は上下左右とも25 ㎜ 程度あけ, 用
紙の下端部中央に頁数を明記する.
2. 和文論文の内容区分および配列は以下のとおりとする.
①表題, ②著者名, ③所属機関名および所在地, ④以上の①〜③の英文訳, ⑤

, ⑥

(英文),

⑦キーワード (和文), ⑧本文 (原則として緒言, 材料および方法, 結果, 考察, ⑨要約, ⑩引用文献, ⑪表,
図, 写真の順とする. ただし, 結果と考察を一括して結果および考察としてもよい. また, 謝辞を入れる場合は要約の最後に続けて記載する.

農場研究報告投稿規程

3. 表紙の書き方は次のとおりとする.
1) 表題, 著者名, 所属機関名, その所在地は英文訳を付けて原稿の1枚目に記す. さらに, 内容を端的に表す略
表題 (ランニングヘッド) を記入する. 和文では28字以内, 英文では40字以内とする.
2) 著者が複数で同一機関に所属する場合は著者名を連記し, 次欄に所属機関名とその所在地を記す. 著者が異なる機関に所属する場合は, 著者名を連記し, その右肩に肩付き数字 [1 2・・・] を付け, 次欄に数字ごとに所属機関名とその所在地を記す. 投稿責任者氏名の右肩に を付して, 脚注に ｢｣ と記す. なお, 著者に所属機関の変更が生じた場合は著者名の右肩に [・・・] を付し, 脚注にその旨を記す (投稿責任者を除き, 所在地の記述はしない).
3) 上記和文記載の英訳については, 著者名は名, 姓の順に書き, 所属機関名とその所在地はイタリック表記とする.
は原稿の2頁より始め, 1行65字ダブルスペース25行を原則として記載する. 字数は400字以内とする.

4.

に続けて, 5語以内のおよび日本語のキーワードを加え, いずれもアルファベット順 (順) に記載する.
5. 3頁以降は, 諸言, 材料および方法, 結果, 考察, 要約 (謝辞), 文献の各項目に区分して記述する.
1) 句読点は ｢,.｣ とする. また, 句読点, 括弧, ハイフン等は全角とし, 数字は半角とする. 数字と単位の間には半角スペースを挿入する. ただし, ℃, ％の場合に限り, スペースは挿入しない.
2) 数字は原則として, アラビア数字を用いるが, 熟語として使用されている数字は漢字とする (例：一部分, 一度).
3) 字体の指定は, ゴシック体, イタリック体, のように該当語の下に赤線で入れる.

4) 文献引用の記載については, 単名の場合は (藤巻 2002；稲葉 2003；
堀込 1998), 3名以上の場合は (1987), 2名の場合は (中條・ら 1997；藤川ら 1971) のように記載する (番号, 記入は廃止する).

5) 文献の記載順序は, 筆頭著者, 2番目以降の著者を含め,順とする. 著者名がすべて同一の場合は, 年代順とし, 同一著者かつ同一年の場合は発表年のあとにアルファベッドを附記し区別する (例：大森 1999).

6) 用語, 単位など
数字は, 算用数字を用い, 度量衡の単位および略語は単位または単位を用いる. 数字および英字は半角文字を用いる.
[例] 度量衡の単位および略語
,
,

,
,

, ％,
,

,

,

,
,

,μ ,
,

,

,

,

, ℃, ,

2

,

,

,

, ,
,

50

, μ,

, ,

,μ ,

,

,

,

,

,

7) 外国語
外国名, 外国機関名等は, 原語のまま第1字を大文字で記述する. ただし, 国名, 地名等は原則としてカタカ
ナで表示する.
8) 動植物名および学名
動植物名は, 原則として漢字を使用する. ただし, 一般的に使用されているものに限り, それ以外のものは,カタカナで表示する. 学名は, 初出の箇所では, 必ず2名法による正式名を記す. それ以外の箇所では混乱の起こらない限り, 属名はイニシャルのみとしてよい. 種名について論ずる場合等はこの限りでない. 学名はイタリック体とし, 命名者名は普通字体とする (英文も同じ).
9) 薬品名など
薬品・機器名：原則として, 薬品名は一般名または局方名をカタカナで表示し, 機器名等は一般に使われている名称を和文で表示する.
6. 表・図 (写真) の作成は次のとおりとする.
1) 表, 図 (写真) は1枚ごとに作成する. 表題および説明は和文, 英文のいずれでも可とする. 表, 図 (写真)はそれぞれ第１表 (1), 第1図 (1) というように一連の番号を付ける.

2) 表はエクセルで作成する. 表の表題は表の上側に置く. 表中の縦罫線は使用しない. 脚注を示すにはアルファ
ベットの逆順に (･･･) 肩付けする. 統計的有意差を示すにはアルファベットの正順に (の旨を脚注に示す. アステリスク ( 5･･) 用い, そ1 ) の使用は可.

3) 写真は, 図と記載して一連の番号をつける. カラー印刷を希望する場合は, その旨を明記する (費用は著者負担).
4) 図 (写真) の表題および説明文は, 図の番号順にまとめて別紙に記載し, 図の前に置く.
5) 表, 図には, それぞれ右肩に筆頭著者名と番号を記入する.
7. 本文中での表, 図, 写真の挿入箇所は, 原稿の右欄外に赤字で指定する.
8. 引用文献の記載は次のとおりとする.

農場研究報告投稿規程

1) 記載順序は, 2番目以降の著者名を含め, 全てアルファベット順とし, 著者名が同一の場合は発表年順とする.
2) 文献記載は, 著者名, 年次, 表題, 誌名, 巻, 頁とする.
3) 引用文献リスト中の英数字の後に付すコンマ ( ), ピリオド ( ), セミコロン ( ), コロン ( ) は半角文字とし, その後に半角スペースを挿入する. 誌名の短縮形は, それぞれの学会誌の指示に従うものとする. 各巻を通じて頁を付してある場合は, 巻のみとし, 号数は省略する.
4) 私信や未発表のデータを引用する場合は, 引用文献に記載せず, 本文中の引用箇所にそれぞれ (私信), (未発表) と記す. ただし, 投稿して受理されたものは, 印刷中 () を巻の後にカッコ付けで付し, 引用文献に列記する.
5) 単行本の場合は, 著者名, 年次, 書名, 頁, 発行者, 発行地とする.
6) 訳本の場合は, 著者名, 年次, 書名 (訳者名), 頁, 発行者, 発行地とする.
7) その他, 引用文献記載は所属学会誌に準ずるものとする. なお, 英文論文の文献リストにおいては, 日本語論
文の場合は (

) を末尾に, 日本語論文でないしはがある文献には ()) を末尾に記入する. 日本語で書かれた単行本の場合, 英文の題名, 著者名,
出版社名などがあるときは, ヘボン式ローマ字で表記し, いずれも () を末尾に記入する.

[引用文献の例]
1997
27 245 249
中條忠久・堀込充 1998 おおつぶ星 品種登録 6926

藤川琢磨・浜島守男・安田耕作 1971 短鎖脂肪酸を含むグリセリドのガスクロマトグラフィーによる脂肪酸
組成分析法 油化学 20 138 143
藤巻

宏 2002 生物統計解析と実験計画

86 98 養賢堂 東京

稲葉昭治 2003 野菜のポストハーベスト
1987 家畜152 190 矢沢

78 87

進編著 図説野菜新書 朝倉書店 東京

編著 動物大百科第10巻 (正田陽一監修 澤崎徹他共訳) 平凡

社 東京
9 英文原稿の内容区分および配列
1) 表紙に

2頁に
,

,

,

,

, 3頁以降に,者名, 所属機関名および所在地を記入) を順番に作成し, 最後に, 和文要約 (表題, 著を添付する. ただし, 表

紙にランニングヘッド (英文) を記入して置く.
2) 原稿は著者の責任において文法上の誤りのないようにし, 提出前に熟達者の校閲を受けること. 外国人英文校
閲者の紹介は, 編集委員会では行わない.
10 資料および総説の内容区分と配列
1) 資料は, 表紙に①表題, ②著者名, ③所属機関名および所在地, ④以上の①〜③の英文訳, 2頁以降に⑤本文(体裁は投稿者の裁量とする), ⑥要約, ⑦キーワード, ⑧引用文献を番号順に作成し, 最後に⑨表, 図, 写真を添付する.
2) 総説は, 資料の内容区分から⑥要約, ⑦キーワードを除いた形で執筆・配列する.
11. 執筆に当たっては, 本報告の最新号に掲載してある論文を参照すること.

鹿児島大学農学部農場研究報告
第34号

編集兼発行

平成24年３月21日

印刷

平成24年３月23日

発行

鹿児島大学農学部附属農場〒890-0065 鹿児島市郡元一丁目21番24号
電話 (099) 285−8771 (代)印

刷

斯文堂株式会社