Työarvoteoria päteekö se Suomessa? Saska Heino

Työarvoteoria päteekö se Suomessa? Saska Heino 1. Saatteeksi Klassisen poliittisen taloustieteen keskeinen opinkappale on arvolaki eli laki siitä, mikä tai mitkä tekijät määrittävät hyödykkeiden ja muiden ihmistyön tuotosten arvon. Marx, johon taloustieteen klassisen aikakauden voidaan ajatella päättyvän, antoi arvon määreeksi niin sanotun yhteiskunnallisesti välttämättömän työajan. Täten hän jatkoi Adam Smithin ja David Ricardon sekä lukuisten muiden klassisen aikakauden taloustieteilijöiden tapaa palauttaa hyödykkeiden arvo juuri ihmistyövoimaan ja sen käyttöön. Marx ei kuitenkaan langennut työarvoteorian kriitikoiden rakentamaan helppoon ansaan, jonka mukaan työarvoteoriassa laiska tai muutoin tehoton työntekijä voisi pyytää tuotoksestaan paljon korkeampaa hintaa kuin ahkera ja tehokas työntekijä. Tämän ansan hän vältti käyttämällä työajan edessä lisämäärettä yhteiskunnallisesti välttämätön. Hänen mukaansa jonkin ihmistyön luoman tuotoksen arvo on yhtä kuin sen valmistamiseen tarvittu keskimääräinen yhteiskunnallisesti välttämätön työaika. 1 Marxin mukaan sama määritelmä pätee tuotoksen koosta riippumatta, oli kyseessä sitten yksittäinen hyödyke, kokonaisen tuotannonalan vuosituote tai kokonaisen kansantalouden vuotuinen tuotos. Mittakaavasta riippumatta kaikkien ihmistyön tuotosten arvo määrittyisi niiden valmistamiseen tarvittavan yhteiskunnallisesti välttämättömän työajan perusteella. Yhteiskunnallinen välttämättömyys on johdettavissa kahdesta tekijästä: tuotantovoimien eli tuotantovälineiden ja -suhteiden kehitysasteesta sekä vallitsevasta tuottajien välisestä kilpailusta. Vaikeus tämän teorian todistamisen osalta liittyy siihen tosiasiaan, että ihmistyövoiman tuotokset eivät ilmene eivät ainakaan nykyisessä, kapitalistisessa yhteiskunnassa niiden tuottamiseen tarvitulla työajalla mitattuna. Sen sijaan vaihtoarvot, kuten Marx nimittää hyödykkeitä niiden vaihdettavuuteen palautettavan arvon perusteella, vaihtavat omistajaansa kaikkien vaihtoarvojen yleisvastikkeen eli rahan avulla. Tätä vaihdantaa voidaan kuvata yksinkertaisella tavara- eli hyödykepääoman kierrolla M C M', jossa M tarkoittaa rahaa ja C hyödykettä. Kiertokulussa summa rahaa M vaihdetaan hyödykkeeseen C, joka vaihdetaan puolestaan suurempaan summaan rahaa M'. Ensimmäisen ja viimeisen tekijän erotus on yhtä kuin C:n tuottamiseen vaadittu työaika; C on arvokkaampi kuin M, koska sen valmistaminen on edellyttänyt työaikaa, joka on pitempi kuin M:n avulla arvotettavien hyödykkeiden arvo. Mikäli tiedettäisiin varmaksi, että rahan avulla arvonmääreensä saavan hyödykkeen, oli se mikä tahansa, arvo tulisi ilmaistuksi ajasta ja paikasta riippumatta täsmällisesti siten, että tietty suure aikaa vaihtuisi poikkeuksetta tiettyyn suureeseen rahaa, pitäisi työarvoteoria yksiselitteisesti paikkansa. Matemaattisesti ilmaistuna p i = λ i (1) eli jonkin hyödykkeen i hinta p olisi poikkeuksetta yhtä suuri kuin sen valmistamiseen kulunut työaika λ. Arkikokemuksemme pohjalta tiedämme kuitenkin, etteivät hyödykkeiden hinnat ja arvot aina kohtaa. Mikäli rahassa ilmenevä hyödykkeiden kysyntä ja tarjonta kohtaisivat, eivät ne itsessään riittäisi selittämään hyödykkeiden arvoja. 2 Tällöin hintoja selitettäisiin hinnoilla ja voitaisiin todeta vaikkapa, että hyödykkeen p i hinta on yhtä kuin p i, koska sen hinta on p i. Täten 1 Marx 2010, 28. 2 ibid., 374. 1

hintoja selittävänä tekijänä on kysynnän ja tarjonnan tasapainosta riippumatta oltava jokin kolmas tekijä, joka antaa hyödykkeille niiden arvon. Tässä yhteydessä tämä tekijä on työaika. Kysymys kuuluukin, miten työajan ja hintojen välistä suhdetta on mahdollista mitata. 2. Teoriaa Työarvoteorian empiiristä tutkimusta on harjoitettu oikeastaan jo Marxin päivistä alkaen. Hän käytti Manchesterin puuvillateollisuudesta saamiaan kirjanpitotilastoja teollisuudessa vallinneen keskimääräisen lisäarvon suhdeluvun laskemiseen. 3 Kansantalouden tilinpidon tai panos tuotostaulukoiden avulla tehtävien, arvojen ja hintojen välistä riippuvuutta mittaamien laskelmien uranuurtajana voidaan puolestaan pitää Anwar Shaikhia 4, jonka laskumenetelmiä ja niin sanottua vahvan korrelaation hypoteesia käytetään tässä paperissa hintojen ja arvojen eli p:n ja λ:n välisen riippuvuussuhteen selvittämiseksi Tilastokeskuksen tarjoaman kansantalouden tilinpidon taulukoiden pohjalta. Vahvan korrelaation hypoteesin mukaan jonkin tai joidenkin hyödykkeiden i hinnan ja niiden valmistamiseksi tarvitun työajan välillä on vahva keskinäisriippuvuussuhde. Tämä riippuvuus on hänen mukaansa yksinkertaisen log-lineaarinen eli se tulee laskea yksinkertaisen loglineaarisen regressioanalyysin keinoin. Shaikh kirjoittaa tämän hypoteesin muotoon log p ij = α + β log λ ij + u ij, (2) jossa p ij p i /p j eli i:nnen hyödykkeen hinta jaettuna jonkin hyödykkeen j hinnalla, α = 0 ja β = 1, λ ij λ i / λ j eli hyödykkeen i valmistamiseen kulunut työaika jaettuna hyödykkeen j valmistamiseen tarvitulla työajalla ja u ij log(w ij + z ij ), jossa w ij w i / w j eli hyödykkeen i tuottajien tuntipalkka jaettuna hyödykkeen j tuottajien tuntipalkalla. Muuttuja u ij on yhtälössä (2) virhetermi. 5 Lopulta z ij hyödykkeen i voiton suhdeluku π jaettuna palkkasummalla w jaettuna hyödykkeen j vastaavilla tunnusluvuilla. Tämä lasketaan kaavassa z ij (1 + z i )/(1 + z j ). Hyödykkeiden i ja j hintojen p laskemiseen Shaikh käyttää kaavaa p = wλ(1 + z), (3) jossa Λ = hyödykkeen i tai j valmistamiseen tarvittu työaika ja z = (π / w) T, jossa potenssimerkki T viittaa kaikkien yhteenlaskettujen tuotantokierrosten summaan. Tämä voi kuulostaa monimutkaiselta, mutta sillä tarkoitetaan yksinkertaisesti sitä, että kansantalouden tilinpidossa ja panos tuotostaulukoinnissa esitettävät pääomasummat esittävät kaikkien tilastointiin päätyneiden tuotantokierrosten aikana kasautunutta pääomaa. Kaavojen p ij p i / p j ja w ij w i / w j avulla lasketaan hyödykkeiden i ja j arvokoostumukset eli katsotaan, miten hyvin hyödykkeiden i ja j hinnat korreloivat keskenään. Shaikhin teorian mukaisesti edellä esitettyjen kaavojen laskemisen jälkeen niille eli p ij :lle,, λ ij :lle ja z ij :lle lasketaan logaritmit. Shaikh käyttää omissa laskelmissaan Italian kansantalouden tilinpidon panos tuotostaulukoista saatuja, Graziella Marzin ja Paolo Varrin vuonna 1977 julkaisemia, vuosille 1959 ja 1967 laskettuja hinta-arvoregressioita. Tämän lisäksi hän käyttää Wassily Leontiefin jo vuonna 1953 julkaisemia, Yhdysvaltain kansantalouden tilinpidon panos tuotostaulukoita vuodelta 1947. Shaikh laskee hinta-arvoregressionsa käyttäen vakioitua voiton suhdelukuarviota π = 0,400. W. Paul Cockshott, Allin Cottrell ja G. J. Michaelson ovat käyttäneet Shaikhin laskumenetelmää selvittääkseen hintojen ja arvojen välistä keskinäisriippuvuutta Britannian 3 Cockshott et al. 1995, 3. 4 Ks. Shaikh 1984. 5 On huomattavaa, että kaavan (2) virhetermin itseisarvot ovat tässä esitettävissä laskelmissa joko luokkaa 0 tai hyvin lähellä sitä. Näin ollen mahdollisuudet korkeiden korrelaatiokertoimien saatavuuteen ovat hyvät. 2

kansantalouden tilinpidon panos tuotostaulukoiden avulla. 6 He käyttävät laskelmissaan vakioidun voiton suhdelukuarvion lisäksi vakioitua tuntipalkka-arviota (w = 1 ). Näiden vakiointien avulla on mahdollista laskea kaavalle (2) hyvin korkeita korrelaatiokertoimia. Tätä paperia laadittaessa käytettiin aluksi vakioitua π:a ja w:a, mutta niiden kautta saadut korrelaatiokertoimet olivat järjestäen luokkaa 1,000 eli niiden selitysvoimaisuutta tulee epäillä. Täten tässä paperissa esitettävissä hinta-arvoregressioissa on käytetty hyödykkeiden i ja j osalta todellisia tuntipalkkoja tai -korvauksia sekä todellisia voiton suhdelukuja laskettuna kaavalla p' = s C, jossa p' π. 3. Laskelmia ja tuloksia Tässä paperissa esitettävät laskelmat perustuvat Suomen kansantalouden tilinpidon 7 vuoden 2011 tietoihin. Kansantalouden tilinpidosta on näissä laskelmissa käytetty taulukoita Bruttokanta, nettokanta, kiintäen [sic] pääoman kuluminen ja poistuma 1975 2012, Tuotanto- ja tulonmuodostustilit 1975 2012 ja Työllisyys ja työtunnit 1975 2012. Kansantalouden tilinpito tilastoi Suomessa yhteensä 19 eri toimialan tietoja. 8 Toimialatasolta on mahdollista edetä edelleen toimialakohtaisten tuotosten tasolle, mutta tässä paperissa perustuvat laskelmat perustuvat toimialatasoisten aggregaattimuuttujien käytölle. Valitettavasti kaikkia tässä esitettäviin laskelmiin tarvittavia tietoja ei ole saatavilla jokaisen toimialan osalta. Täten laskelmista on jätetty pois toimialat B Kaivostoiminta ja louhinta ja T Kotitalouspalvelut. Näiltä toimialoilta ei ole saatavissa tietoja niiden kiinteän pääoman kannoista, 9 joita tarvittaisiin voiton suhdeluvun (p' π) nimittäjän laskemiseksi. Täten näissä laskemissa olevat tiedot perustuvat jäljelle jäävän 17:sta toimialan varaan. Shaikhin hypoteesin (2) mukaisen loglineaarisen regressioanalyysin tekeminen edellyttää laskelmia hyödykkeille i ja j. Hyödykkeellä i tarkoitettaan näissä laskelmissa toimialoja A ja C S sekä niiden vuosituotteita vuoden 2011 osalta. Jälkimmäisellä hyödykkeellä j viitataan taas toimialojen A ja C S pohjalta laskettuihin mediaaneihin. Taulukko 1. Voiton suhdeluvut toimialoittain Toimiala (hyödyke i) p' π Toimiala (hyödyke i) p' π A Metsä-, maa- ja kalatalous 0,156 K Rahoitus- ja vakuutustoiminta 1,084 B Kaivostoiminta ja louhinta L Kiinteistöalan toiminta 0,034 C Tehdasteollisuus 0,400 M Ammatillinen, tieteellinen ja tekninen toim. 0,901 D Energiahuolto 0,126 N Hallinto- ja tukipalvelutoiminta 0,736 E Vesi- ja jätehuolto 0,109 O Julkinen hallinto ja sosiaalivakuutus 0,127 F Rakentaminen 0,887 Q Terveys- ja sosiaalipalvelut 0,524 G Kauppa 0,662 R Taiteet, viihde ja virkistys 0,155 H Kuljetus ja varastointi 0,351 S Muu palvelutoiminta 0,451 I Majoitus- ja ravitsemistoiminta 0,653 T Kotitalouspalvelut J Informaatio ja viestintä Mediaanihyödyke j 0,473 0,451 Näiden tietojen sekä toimialakohtaisten tuntikorvausten 10 ja toimialakohtaisten, vuotuisten työtuntien pohjalta on laskettu jakojäännökset yhtälöille p ij, λ ij, z ij ja u ij. Ensimmäisen laskemiseen on käytetty myös kaavaa (3). Tämän jälkeen edellä mainituille on laskettu logaritmit ja ne on sijoitettu 6 Ks. Cockshott et al. 1995. 7 Tilastokeskus, Kansantalouden tilinpito. <http://193.166.171.75/database/statfin/kan/vtp/vtp_fi.asp> [Haettu 22. tammikuuta 2014] 8 Kansantalouden tilinpidossa toimialat A T. 9 S1 Koko kansantalous, TOT Kiinteän pääoman bruttomuodostus, N Nettokanta, käypiin hintoihin. 10 Tässä paperissa käytetään tuntipalkan laskentaan palkansaajakorvauksia D1K, joihin sisältyvät työnantajan sivukulut. Pelkkien palkka- ja korvaussummien esittäminen ei anna todellista kuvaa työnantajan työvoimakustannuksista. 3

kaavaan (2). Tämän pohjalta on lopulta laskettu hinta-arvoregressio edellä esitetyille toimialoille. 0,800 0,600 0,400 0,200 log p 0,000-0,200-0,400-0,600-0,800-1,000-1,000-0,500 0,000 0,500 1,000 log λ Kuvaaja 1. Hinta-arvoregressio log p = 0,948-0,010 log λ t-testi = 0,951 r 2 = 0,943 f-testi = 0,925 korjattu r 2 = 0,943 n = 17 r = 0,971 Arvion keskivirhe = 0,110 Kuvaajassa 1. havaitaan, että toimialojen hintojen ja arvojen välillä on Shaikhin hypoteesin mukainen vahva korrelaatio eli r 2 = 0,943. Koska kuvaajan 1. regression pohjalta laskettu t-testin tulos on 0,951, voidaan korrelaatiota pitää tilastollisesti merkittävänä, varsinkin yhteiskuntatieteellisellä mittapuulla tarkasteltuna. Samaa osoittaa f-testin tulos 0,925. Otos (n = 17) on luonnollisestikin varsin pieni. Jatkotutkimuksessa tuleekin pyrkiä toimialakohtaiselta tasolta syvemmälle kohti todellista hyödyketasoa, joskin sen saavuttaminen nykyisen kansantalouden tilinpidon avulla on hyvin vaikeaa, jos ei mahdotonta. Kuvaajan 1. tulokset ovat kuitenkin linjassa aiemman, tässäkin paperissa käytetyn ja siihen tutkimuksen kanssa. 11 Shaikhin esittämää vahvan korrelaation hypoteesia ja sen todistamiseksi käytettyjä laskumenetelmiä on kritisoitu suhteessa kansantalouden tilinpidon puutteellisuuksiin. Andrew Kliman on esimerkiksi esittänyt 12, että toimialakohtainen muuttujien koonti johtaa Shaikhin esittämien korrelaatioiden vääristymiseen. Tämä johtuu siitä, että rahamääräisellä kokonaistuotoksella mitattuna suurilla toimialoilla tehdään käytännössä poikkeuksetta enemmän työtunteja kuin pienillä aloilla, jolloin niiden paino korostuu liiallisesti toimialakohtaisessa tilastovertailussa. Toisaalta Klimania vastaan voidaan todeta, ettei kansantalouden tilinpito nykyisellään veny yksittäisten hyödykkeiden tasolle, joten Shaikhin esittämät laskumenetelmät tarjoavat sellaisenaan nykyisellään käytössä olevan tiedon pohjalta parhaan mahdollisen tuloksen. Lisäksi voidaan todeta, että suuret toimialat käyttävät jo määritelmällisestikin enemmän työaikaa kuin pienet ja täten on teorian mukaan odotettavissakin, että niiden tuotosten arvo on rahassa 11 Ks. esim. Shaikh 1984, Cockshott et al. 1995, Cockshott ja Cottrell 1998 ja Zachariah 2004. 12 Diaz ja Osuna 2004, 10 15. 4

mitattuna pieniä toimialoja suurempi. Jos kuvaajan 1. tulos otetaan annettuna, voidaan esittää jatkokysymyksenä, miten hyvin sen pohjalta voidaan tutkia muiden Marxin määrittelemien muuttujien paikkansapitävyyttä. Seuraavassa on laskettu kansantalouden tilinpidon taulukoista Bruttokanta, nettokanta, kiintäen [sic!] pääoman kuluminen ja poistuma 1975 2012 ja Tuotanto- ja tulonmuodostustilit 1975 2012 lisäarvon ( s'= sv ) ja voiton (p') suhdeluvut vuosille 1976 2012 sekä laskettu niiden vaatimat logaritmit. Tämän pohjalta voidaan esittää hypoteesi, jonka mukaan Δ log s' ij = Δ log p' ij (4) eli muutos muuttujan log s' ij arvossa on oltava samansuuruinen ja siten -suuntainen kuin muuttujassa log p' ij. Alaindeksillä i viitataan tässä vuotuisiin lisäarvon ja voiton suhdelukuihin ja niiden pohjalta laskettuihin logaritmeihin. Alaindeksi j viittaa suhdelukujen mediaaneihin. Virheterminä hypoteesin (4) pohjalta laskettavissa regressioissa on käytetty kiinteän pääoman c i:nnen arvon jakamista mediaanilla j. Kuvaaja 2. esittää hypoteesin (4) pohjalta lasketun regressioanalyysin tuloksen. 0,100 0,050 0,000 log p' -0,050-0,100-0,150-0,200-0,250-0,120-0,100-0,080-0,040-0,060 0,000-0,020 log s' 0,020 0,040 0,060 Kuvaaja 2. Lisäarvon ja voiton suhdelukuregressio log s' = 1,286-0,081 log p' t-testi = 0,332 r 2 = 0,704 f-testi = 0,012 korjattu r 2 = 0,704 n = 37 r = 0,839 Arvion keskivirhe = 0,030 Havaitaan, ettei lisäarvon ja voiton suhdelukujen välillä ole yhtä voimakasta keskinäisriippuvuutta kuin hintojen ja arvojen välillä. Tämä on odotettavissa, sillä voiton suhdelukuun vaikuttaa lisäarvon suhdeluvun lisäksi merkittävällä tavalla myös pääoman elimellinen koostumus 13 k '= c v, joka 13 Marx 2010, 107 113. 5

mittaa kiinteän pääoman c suhdetta vaihtelevaan pääomaan v. 14 Marxin mukaan p':n ja k':n välillä on käänteinen keskinäisriippuvuus eli k':n jakojäännöksen kasvaessa p':n jakojäännöksen tulee pienentyä samassa suhteessa muiden muuttujien ollessa vakioituja. Tämä voidaan kirjoittaa jälleen log-lineaarisen hypoteesin muotoon +Δ log k' ij = - Δ log p' ij. (5) Tässä kaavassa virheterminä on käytetty vaihtelevan pääoman v i:nnen arvon jakamista mediaanilla j, kuten hypoteesin (4) kanssa meneteltiin kiinteän pääoman c osalta. Katsotaan tämän jälkeen, minkälaisen tuloksen log-lineaarinen regressioanalyysi tuottaa annetun hypoteesin ja aineiston perusteella. Yhtälön muuttujien laskuperiaatteet ovat samat kuin aiemmin esitetyissä laskelmissakin. 0,150 0,100 0,050 log k' 0,000-0,050-0,100-0,250-0,200-0,150-0,100-0,050 0,000 0,050 0,100 log p' Kuvaaja 3. Pääoman elimellinen koostumus- ja voiton suhdelukuregressio log k' = -0,569-0,001 log p' t-testi = 0,005 r 2 = 0,616 f-testi = 0,058 korjattu r 2 = 0,616 n = 37 r = -0,785 Arvion keskivirhe = 0,050 Kuvaajan 3. perusteella voidaan sanoa, että pääoman elimellisen koostumuksen ja voiton suhdeluvun välillä on kohtuullinen keskinäisriippuvuus; k':n kasvaessa p':n kutistuu noin 78,5 prosentin todennäköisyydellä (r = -0,785). Tietenkin on selvää, että voiton suhdelukuun vaikuttavia tekijöitä on lisäarvon suhdeluvun ja pääoman elimellisen koostumuksen lisäksi lukuisia muitakin. Näihin lukeutuvat mm. maankorko ja maan sekä raaka-ainevaraintojen laskeva rajahyöty. Tässä esitettyjen kuvaajien 2. ja 3. pohjalta on mahdollista rakentaa korrelaatiomatriisi, joka osoittaa tiivistetysti edellä esitettyjen regressioanalyysien korrelaatiokertoimet. 14 Kansantalouden tilinpidossa k' saadaan jakamalla kiinteän pääoman nettokanta TOT N palkansaajakorvauksilla DIK. 6

Taulukko 2. Pearsonin korrelaatiokerroinmatriisi (r) s' p' k' s' 1,000 p' 0,839 1,000 k' -0,321-0,785 1,000 4. Tulosten tulkintaa Tässä paperissa esitettyjen laskelmien tulokset ovat, kuten aiemmin todettua, linjassa aiemman tutkimuksen osalta, kun kyse on hintojen ja arvojen välisen yhteyden selvittämisestä. Hypoteesien (4) ja (5) pohjalta tehtyjen log-lineaaristen regressioiden tulokset ovat nekin Marxin Pääoman kolmannessa osassa esittämän teorian mukaisia. Tämän perusteella voidaan sanoa, että työarvoteorian perusolettamalle sille, että ihmistyön tuotosten arvot määräytyvät niiden valmistamiseen tarvitun työajan perusteella löytyy tukea myös Suomesta saatavista tilastoista. Tämä ei sellaisenaan ole ihmeellistä. Mikäli työarvoteoria otetaan totena, toteuttaa Suomi kapitalistisena, kehittyneenä avomarkkinataloutena pitkälti sen edellyttämät empiirisen kokeilun ennakkoehdot. Näistä ehdoista merkittävin on, että suomalaiset yritykset harjoittavat tuotantoa tuotantomahdollisuuksien käyrällä eli tuotantokapasiteetista ylivoimainen enemmistö on jokaisella ajanhetkellä käytössä. Tämä tarkoittaa, että kysyntä ja tarjonta vastaavat toisiaan pitkälti ajanhetkestä riippumatta. 15 Tämä ei kuitenkaan tarkoita, että taloudessa olisi itsessään paikallaan pysyvää tasapainopistettä, jota kohden kysyntä ja tarjonta ajasta ja paikasta riippumatta hakeutuisivat. Sen sijaan tämä tarkoittaa, että kapitalistisen tuotantoprosessin lopputuotosten arvot muuttuvat suhteessa tuotannon alkupanosten tuotannontekijöiden eli työvoiman, raaka-aineiden ja tuotantovälineiden yhteenlaskettuun arvoon. Samalla se tarkoittaa sitä, että työarvoteorian avulla on mahdollista ymmärtää ja selittää kapitalistisen talouden liikettä ja sen suuntaa paremmin kuin uusklassisen, valtavirtaisen taloustieteen teorialla kysyntä- ja tarjontatasapainosta, joka ohjautuu kysyntäpuolella kuluttajien mieltymysten mukaisesti ja tarjontapuolen joustavuuden, elastisuuden, mukaisesti. Palauttamalla käytännössä kaikki talouden toimintaa ohjaavat määrälliset ja aineelliset tekijät työaikaan, tai yleisemmin aikaan, työarvoteoria auttaa ymmärtämään taloutta ja sen varaan rakentuvaa yhteiskuntaa yhden alkumuuttujan, ajan, varassa toimivana kokonaisuutena. Ei lienekään ihme, että työarvoteorian empiirinen koettelu on viime vuosina johtanut uuden tieteenalan, ekonofysiikan, syntyyn. 16 15 Tässä kohtaa on tärkeä huomata, että rahassa ilmaistava kysyntä ja todellinen, tarveperustainen kysyntä eivät välttämättä kohtaa toisiaan ajasta ja paikasta riippumatta. Vaikka jokin kansantalous, kuten Suomi, harjoittaakin tuotantoa tuotantomahdollisuuksien rajakäyrällä, se ei tarkoita, että se tyydyttäisi kaikkien piirissään olevien ihmisten tarpeita parhaalla mahdollisella tavalla. 16 Ks. esim. Cockshott et al. 2009. 7

Lähteet Cockshott W. Paul et al., Testing Labour Value Theory with input/output tables. Reality -internetsivusto 1995 <http://reality.gn.apc.org/econ/marxts.pdf> [Haettu 26. tammikuuta 2014] Classical Econophysics. Routledge, New York, Lontoo 2009. Cockshott W. Paul ja Cottrell Allin, Díaz Emilio ja Osuna Rubén, Marx Karl, Shaikh Anwar, Tilastokeskus, Does Marx need to transform? Artikkeli teoksessa Marxian Economics: A Reappraisal. Toim. Riccardo Bellofiori. Macmillan, Houndsmills 1998, 75 80 Some comments on cross-sectional price-value deviation measures. Julkaisematon paperi, Sevillan yliopisto 2004. <http://pendientedemigracion.ucm.es/info/ec/jec9/pdf/ A09%20-%20D%EDaz,%20Emilio%20y%20Osuna,%20Rub %E9n.pdf> [Haettu 26. tammikuuta 2014] Capital. A Critique of Political Economy. Volume I. Book One: The Process of Production of Capital. Marxists.org 2010. The Transformation from Marx to Sraffa. Artikkeli teoksessa Ricardo, Marx, Sraffa. Toim. Alan Freeman ja Ernest Mandel. Verso Books, Lontoo 1984, 43 84. Kansantalouden tilinpito. <http://193.166.171.75/database/statfin/kan/vtp/vtp_fi.asp> [Haettu 26. tammikuuta 2014] 8