Huomio. Seuraava teksti on osa tulevaa väitöskirjatyötäni. Älä lainaa ilman tekijän lupaa.

Huomio. Seuraava teksti on osa tulevaa väitöskirjatyötäni. Älä lainaa ilman tekijän lupaa. Heino Saska: Tuloverotus, kasvupolitiikka ja pääoman tuotto. Ansio- ja pääomatulonsaajien tulonjako Suomessa 1966 92 LUKU 1.6.3.3. PÄÄOMATUOTON MITTAAMISESTA SUOMESSA Kuten klassista poliittista taloustiedettä kuten Steuartia, Smithiä, Ricardoa ja Marxia lukeneet tietävät, ei 1900-luvulla kehittynyttä kansantalouden tilinpitoa ole rakennettu sen käsitteistön, oppien tai muuttujien varaan. 1 Tämä tekee kansantalouden tilinpidon sekä kansantulotilastojen varaan rakentuvasta, klassisesta pääomatuoton laskemisesta hivenen haasteellista joskaan ei mahdotonta. Kuten on aiemmin nähty, nähdään pääomatuotto yleensä kahden tai useamman muuttujan välisenä suhdelukuna. Tämän työn nojatessa pitkälti marxilaiseen käsitteistöön ja tutkimusmenetelmiin, on pääomatuotto laskettu tässä luvussa ennen muuta voiton suhdelukuna p' = m C.2 Tämä suhdeluku on johdettu tässä tutkimuksessa käyttäen Tilastokeskuksen aiemmin Tilastollisen päätoimiston tuottamaa kansantalouden tilinpitoaineistoa vuosilta 1948 2014. 3 Voiton suhdelukua ensisijaisempi selitystekijä funktionaalisen, tuotannontekijätuloperustaisen tulonjaon muotoutumiselle on luvussa XXX käsiteltävä lisäarvon suhdeluku (Mehrwertrate) m '= m 4, joka mittaa lisäarvon (m = w [c + v v]) suhdetta vaihtelevaan pääomaan eli työvoimakustannuksiin v. 5 Koska kummankin suhdeluvun sekä luvussa 1.6.3.1. esitellyn pääoman elimellisen kokoonpanon (Organische Zusammensetzung des Kapitals) k '= c laskemiseksi tarvitaan samat kolme muuttujaa (c, v, m), on niiden empiiriseksi v laskemiseksi käytetyt muuttujat esitelty kootusti tässä luvussa. Koska m' ja k' myös selittävät pitkälti p':ssä tapahtuvat muutokset (so., p' on niistä riippuva muuttuja), on myös niiden empiiristen laskutulosten esittely tämän luvun puitteissa, pääomatuottoa mitattaessa, perusteltua. Niin kuin on aiemmin esitetty, on pääoman keskimääräinen tuotto Suomessa laskettu tässä vuosille 1948 2014. Aikasarjan aloitusvuoden valinta perustuu aineiston saatavuuteen; Tilastollinen päätoimisto on nimittäin aloittanut koko kansantalouden tasolla tehdyn pääomakanta-aineiston tuottamisen juuri annetusta vuodesta 1948 lukien. Kuten myöhemmin nähdään, muodostaa tämän pääomakanta-aineiston olemassaolo ohittamattoman perustan pääomatuoton tällä tavoin toteutetulle laskennalle Suomessa. 6 Koska tässä tutkimuksessa keskitytään ennen kaikkea tulonjaon tasoittumi- 1 Kansantalouden tilinpitojärjestelmät ovat alkaneet kehittyä toden teolla vasta 1930-luvun suuren laman ja toisen maailmansodan jälkeisellä aikakaudella. Sama pätee kansantulolaskelmiin (Hobsbawm 1994 [1996], 107 108). Suomessa on käytetty kansainvälistä esimerkkiä noudattaen YK:n suositusten mukaista tilinpitotapaa, kuten SNA53:a ja SNA68:aa. 2 Marx 1980 [1894], 58. 3 Lukija voi tässä kohden ihmetellä, miksi tutkimuksessa, jonka aikarajaus on mahdutettu vuosiin 1966 92, käytetään miltei kirjoitusajankohtaan asti johdettuja aikasarjoja. Tämä perustuu tutkimuksen alkuperäiseen kiihokkeeseen, sen selvittämiseen, miksi tulonjako Suomessa on tasoittunut verrattuna myöhempiin, 1990-luvun alun jälkeisiin aikoihin. 4 Loc. cit. 5 Tässä käytettävät, Marxilta tulevat käsitteet on avattu luvussa 1.6.3.1. 6 Tämä rajoite pohjautuu ensinnäkin (i) kiinteän ( pysyvän, marxilaisin termein, huom.) pääomakannan kiertonopeuden arvioinnin vaikeuteen. On hyvin vaikea arvioida, kuinka nopeasti jokin erä x pääomaa y on kulunut käytössä siihen pisteeseen asti, että se on poistettava eli korvattava uudella pääomaerällä. Rajoitteen perustana on toiseksi (ii) liikkuvan eli tavarapääoman kiertonopeuden arviointi. Toisin muotoiltuna on vaikea estimoida luotettavasti, millä nopeudella jokin erä liikkuvaa pääomaa tulee realisoiduksi eli vaihdetuksi joko rahaan tai rahassa mitattavaan erään toista tai toisia tavaroita. Tämä rajoite on ratkaistu kaavamaisesti myöhemmin nähtävällä tavalla. Niinpä, vaikka Tilastokeskuksen tarjoamat historia-aikasarjat vuosilta 1860 2013 jotka perustuvat puolestaan Riitta Hjerppen teok- 1

seen (~ 1966 92), ei tämä aineistorajoite ole ylitsepääsemätön. Kuten nähdään tulonjaon mittaamista käsitelleessä luvussa XXX, on luotettavien tulonjakoarvioiden tuottaminen Suomessa rajoittunut pikemminkin tuloaineistojen kuin tässä esitettävän pääomatuoton arviointiin. Suomeen sijoitetun pääoman keskimääräisen tuoton laskenta aiemmin luvussa 1.6.3.1. esiteltyä teoriaa soveltaen lähtee liikkeelle oikeiden muuttujien»löytämisestä» kansantalouden tilinpidosta. Tätä vaikeuttaa jonkin verran Tilastokeskuksen ja Tilastollisen päätoimiston käyttämien käsitteiden vaihtuvuus aineistojen ja kansantalouden tilinpitostandardien muuttumisen myötä. 7 Vaikeuksia liittyy myös eri tilastojulkaisujen välisiin eroavaisuuksiin esimerkiksi sen suhteen, onko tilastot ilmoitettu selkeän käypähintaisina minkäkin vuoden rahanarvolla. Tämä ei olisi ongelma, mikäli tarvittavien muuttujien aikasarjat löytyisivät samoista julkaisuista samoilla menetelmillä laskettuina. Kun näin ei ole, on ilmennyt vaikeus ratkaistu deflatoimalla eli jakamalla tarvittujen muuttujien arvot bruttokansantuotteen hintaindeksillä B1GMHT/HI (1926=1,00) ja valitsemalla perusvuodeksi laskelmissa tarvittu vuosi (so., 1948=1,00). Kuten myöhemmin nähdään, tällä on merkitystä reaalisella voiton suhdeluvulla lasketun pääoman keskituoton kannalta. 8 Eri tilinpitostandardien ja julkaisujen väliset, aineiston keruutapaan ja laatuun liittyvät ongelmat on ratkaistu kaavamaisesti jakamalla uudemman aikasarjan alkavan vuoden arvot vanhemman sarjan päättävän vuoden arvolla, jolloin saadulla jakojäännöksellä eli deflaatiokertoimella on kerrottu edeltävän aikasarjan arvot. Matemaattisesti ilmaistuna δ j =( β t α t ) α t 1+α t 2 +...+α t n, (1) jossa δ j = jonkin sarjan j laskemiseen tarvittu deflaatiokerroin, β n = uudemman aikasarjan vuoden t arvo, α t = vanhemman aikasarjan vuoden t arvo, ja kerroinmerkin ( ) oikealla puolella olevat muuttujat ovat vanhemman sarjan edeltävien vuosien arvoja. Suomen kansantalouden tilinpitojärjestelmästä on turha etsiä»arvon»,»lisäarvon» tai»pysyvän pääomakannan» kaltaisia muuttujia. Niille tuleekin löytää mahdollisimman yhtäläiset vastineet tutkimalla, mitkä tilinpidon käsitteet ovat riittävän lähellä klassisia määritelmiä. Tässä luvussa ja muualla tutkimuksessa esitettäviä, pääosin marxilaisia käsitteitä on»käännetty» kansantalouden tilinpidon kielelle seuraavasti vuosien 1948 2014 tietojen mukaisesti. Suhdelukulaskelmien osoittajaksi on valittu Tilastokeskuksen käsite toimintaylijäämä, joka keskuksen mukaan»saadaan, kun arvonlisäyksestä vähennetään palkansaajakorvaukset ja tuotannon ja tuonnin verot miinus tukipalkkiot sekä kiinteän pääoman kuluminen. Se on tuotantotoimintojen yli- tai alijäämä ennen korkoja, maanvuokria tai muita maksuja ja vastaa tuloa, jonka yksiköt saavat tuotantovälineidensä omasta käytöstä». 9 Suhdelukuyhtälöiden nimittäjään on taas valittu käsitteet»kiinteän pääoman nettokanseen Suomen talous 1860 1985. Kasvu ja rakennemuutos (Kasvututkimuksia 13. Suomen Pankki, Helsinki 1988) tarjoavatkin aikasarjat kiinteän pääoman bruttomuodostuksesta eli lisäyksestä virtasuureena, ei tarjolla ole yhtä pitkältä ajalta luotettavaa tai kaikki toimialat käsittävää tietoa yritysten pääomakannasta. Näin ollen kiinteän pääomakannan muutosta kiinteän pääoman bruttomuodostuksen avulla estimoituna ei ole mahdollista tuottaa luotettavasti kahdesta syystä: (a) siitä, minkä kantasuureen kasvua (eli bruttomuodostusta) mitataan; ja (b) siitä syystä, ettei meillä ole luotettavaa arvioita siitä, miten nopeasti ko. pääomakanta on uusinnettu eli mikä on ollut sen kiertonopeus. 7 Tutkimuksessa käytettävää kansantalouden tilinpitoaineistoa on tuotettu viiteen tilinpitostandardiin (SNA53, SNA68, SNA93, SNA08 ja EKT10) pohjautuen. Yhdenkään standardin aikana ei ole ollut mahdollista ratkaista luotettavasti pääoman keskimääräisen tuoton laskemiseksi tässä tarvittavia, kirjanpidollisia ongelmia. Vaikeuksia tuottavat m.m. kysymykset välituote- ja kestokulutustavaroiden rajanvedosta sekä kiinteän pääoman bruttomuodostuksesta (so. siitä, mitkä tavarat ovat kiinteää pääomaa). Oma vaikeutensa on myös aiemmin mainittu kysymys pääomakantojen laskennasta investointikertymä- eli bruttomuodostusmenetelmää käyttäen. Kuten Pirkko Aulin-Ahmavaara on todennut, joudutaan näitä laskelmia tuotettaessa usein»turvautumaan enemmän tai vähemmän tosiasiatietoon perustuvaan olettamukseen» (Jalava, Eloranta ja Ojala 2007 (toim.), 80,94). 8 Näin lasketulla sarjalla pyritään toisin sanoen nimellisen ja todellisen, reaalisen, pääoman keskituoton erottavan tekijän, inflaation, poistamiseen. 9 Tilastokeskus, Käsitteet ja määritelmät, toimintaylijäämä (netto). Tilastokeskuksen internet-sivut <http://tilastokes- 2

ta»,»maksetut palkansaajakorvaukset» sekä»varastojen muutos käyvin hinnoin», joista jälkimmäisen avulla on tuotettu arvio kansantalouden varastokannasta vuosina 1960 2014. Kiinteän pääoman nettokanta rakentuu Tilastokeskuksen määritelmän mukaan»menneiden investointien kumuloituneesta arvosta vähennettynä kumuloituneella kiinteän pääoman kulumisella». 10 Palkansaajakorvaukset määritellään Tilastokeskuksen määritelmää käyttäen (a) palkoiksi ja palkkioiksi; sekä (b) työnantajan sosiaaliturvamaksuiksi. 11 Varastojen muutos on Tilastokeskuksessa taas estimoitu niiden»lisäysten arvon ja varastojen vähennysten ja tavanomaisen varastossa pidettyjen tavaroiden hävikin erotuksella». Tilastokeskuksen mukaan»[v]arastot voivat koostua raaka-aineista ja puolivalmisteista, keskeneräisistä töistä, [sekä] valmiista ja jälleenmyytävistä tavaroista». 12 Nämä käsitteet ja niistä käytetyt lyhenteet, jotka osoittavat myös niiden määrittelyn tason, on jäsennelty taulukkoon XXX. Taulukko XXX. Muuttujat Marxilla ja Tilastokeskuksessa 1948 2014 Tilastokeskuks Marxin käsite Merkki Tilastokeskuksen käsite en lyhenne Pysyvä c Koko kansantalous, kiinteän pääoman S1_TOT_N pääoma bruttomuodostus, nettokanta Vaihteleva pääoma v Koko kansantalous, (kotimaiset sektorit yhteensä), maksetut palkansaajakorvaukset S1_D1K Lisäarvo m Koko kansantalous (kotimaiset sektorit yhteensä), toimintaylijäämä, netto S1_B2NT P52K/MK; Liikkuva ja Varastojen muutos käyvin hinnoin P52K/EUR λ tavarapääoma Teollisuuden ja kaupan varastotilasto TOL 2008_G+C Vuosien 1948 60 toimintaylijäämä on laskettu yhtälöllä toimintaylijäämä = bruttokansantuote (palkansaajakorvaukset + tuotannon välilliset verot + tukipalkkiot + kuluminen). 13 Kuten aiemmin kiinteän pääoman bruttomuodostuksen, myös varastojen kohdalla määrittelyongelmaksi muodostuu se, miten voidaan määrittää perusvuoden, tässä vuoden 1960, varastot kantasuureena varastojen muutosta kuvaavan virtasuureen P52K/MK, P52K/EUR muutoksen lähtökohdaksi. 14 Tilastokeskus on julkaissut teollisuuden ja kaupan varastotilastoa TOL 2008_G + C vuodesta 2005. 15 Olen laatinut hyvin karkean arvion vuoden 1960 varastojen rahallisesta arvosta laskemalla vuosien 2005 14 varastojen keskimääräisen suhteen kiinteän pääoman keskimääräiseen kantaan annetuilta vuosilta. Näin saadulla kertoimella υ k on kerrottu vuoden 1960 pääomakanta S1_TOT_N ja estimoitu näin saatu lukema ko. vuoden varastoiksi. Matemaattisesti kirjoitettuna kus.fi/meta/kas/toim_ylijaama.html> [haettu 23.5.2016] 10 Tilastokeskus, Käsitteet ja määritelmät, kiinteän pääoman nettokanta. Tilastokeskuksen internet-sivut <http://tilastokeskus.fi/meta/kas/kiintean_nettok.html> [haettu 23.5.2016] 11 Tilastokeskus, Käsitteet ja määritelmät, palkansaajakorvaukset, määritelmä 2. Tilastokeskuksen internet-sivut <http://tilastokeskus.fi/meta/kas/palkansaajakorv.html> [haettu 23.5.2016] 12 Tilastokeskus, Käsitteet ja määritelmät, varastojen muutos. Tilastokeskuksen internet-sivut <http://tilastokeskus.fi/meta/kas/varasto_muutos.html> [haettu 23.5.2016] 13 Tilastollinen päätoimisto, Tilastollisia tiedonantoja 37 44. Suomen kansantalouden tilinpito vuosina 1948 1964. Taulut. Tilastollisia tiedonantoja N:o 43. Valtion painatuskeskus, Helsinki 1968. Tili 1. Kansantuote vuosina 1948 1964, s. 6 Tili 2. Kansantulo vuosina 1948 1956, s. 7. 14 Varastojen muutosta kuvaava aikasarja on saatavilla vuodesta 1960 lähtien. Ks. Tilastokeskus, Historiasarjat: Kansantalouden tilinpito. Tilastokeskuksen PX-Web-tietokannat <http://pxnet2.stat.fi/pxweb/pxweb/fi/statfin/stat Fin kan vtp/210_vtp_tau_210.px/?rxid=a729836e-cbd2-424f-8b1d-2e330ecda86c> [haettu 22.5.2016] 15 Tilastokeskus, Teollisuuden ja kaupan varastotilasto (TOL 2008). Tilastokeskuksen PX-Web-tietokannat <http://pxnet2.stat.fi/pxweb/pxweb/fi/statfin/statfin yri tva/009_tva_tau_101_fi.px/?rxid=472b5adc-9a1c-4b db-99c9-4953fb7a22a9> [haettu 19.5.2016] 3

υ k =( λ 1,...,t c 1,..., t ) c k, (2) jossa osoittaja λ n i on varastojen keskiarvo vuosille 1,, t ja nimittäjä c t i vuosien 1,, t keskimääräinen pääomakanta, jonka jakojäännöksellä kerrotaan vuoden k pääomakanta c eli tässä vuoden 1960 kanta. Jonkin vuoden t varastot lasketaan yhtälöllä λ t =υ k c t 1 +Δ λ t, (3) jossa Δ λ n = varastojen vuosimuutos vuonna t muiden muuttujien ollessa samat kuin aiemmissa laskukaavoissa. Näin ollen varastojen muutosta kuvaavalla virtasuureella P52K/MK, P52K/EUR voidaan estimoida varastojen kumulatiivista muutosta vuosille 1960 2014. Näin laskettu arvio vuoden 1960 pääomakannaksi on luonnollisesti hyvin karkea ja sen tarkkuutta rajoittaa yhtälön υ k vasemmanpuoleisen tekijän osoittajan λ t i rajoittuminen teollisuuden ja kaupanalojen varastoihin. Näin ollen, kun kaarisulkeissa olevan tekijän jakojäännöksellä joka itsessään laskee varastojen keskiarvon suhdetta koko kansantalouden pysyvän pääomakannan keskiarvoon kerrotaan sen oikeanpuoleinen tekijä c k, saadaan lukema, joka antaa oletettavasti todellista pienemmän arvon koko kansantalouden varastoille tässä käsiteltäviltä vuosilta 1960 2014. Voiton suhdelukua laskettaessa tämä merkitsee taas sitä, että suhdeluvun nimittäjä saa pienempiä arvoja kuin todellisuudessa. Tämä taas korottaa suhdelukua jonkin verran todellisesta. Toisaalta, mikäli Shaikhia on uskominen, varastojen suhde pysyvään pääomakantaan on melko vakaa, joka vastaavasti parantanee vuoden 1960 varastokanta-arvion kertoimen υ k luotettavuutta jonkin verran. 16 Marxin yhtälöä p' = m käytettäessä ei aina huomioida varastoja. Varastojen huomiointi voiton suhdelukua tässä yhteydessä laskettaessa perustuu Shaikhin (2016) ehdotukseen sen laskemisek- C si kansantalouksien, eritoten Yhdysvaltain, tilinpidon pohjalta; ovathan varastot pääomaa, jolle kuten muullekin pääomalle mitataan tuottoa. 17 Kysymykseen siitä, missä määrin nämä varastot ovat myyntiä odottavia lopputuotteita niitä myyvän yrityksen näkökulmasta vai puolivalmisteita, joita tarvitaan vielä tuotantoprosessin kuluessa, ei ole tässä yhteydessä tarvis vastata. Ne ovat joka tapauksessa ne omistaville yrityksille vielä tuloa tuottamatonta omaisuutta, jolle lasketaan tuottoa jo myydyistä tuotteista. Koska varastojen ikä ja hankinta- ja vaihtohetken hinnat vaihtelevat suuresti, on kysymys niiden arvottamisesta ratkaistava, kuten pysyvän pääoman c kohdalla, kaavamaisesti olettamalla jonkin vuoden n tuottoa laskettava vuoden t 1 varastoille. Toisin kuin pysyvän pääomakannan c kohdalla, voi tämä arvio ainakin Shaikhin mukaan olla myös suhteellisen täsmällinen; onhan varastojen kiertonopeus suhteellisen nopea pysyvän pääomakannan kiertonopeuteen verrattuna. 18 Johtuen aiemmin todetusta pysyvän pääomakannan kiertonopeuden arviointiin liittyvistä ongelmista, on sekin kuitenkin arvotettu samalla tavalla kuin varastotkin. Näin saatu yhtälö p' t antaa arvion voiton suhdeluvusta Suomessa 16 Shaikh 2016, 248. On tosin vaikea arvioida, miten yleistävästi Shaikh esittää annetun näkemyksensä. Arvion yleistettävyyttä heikentää lisäksi se, että varastoestimaatin avulla osoitetut varastot ovat olleet eritoten 1960 80-luvulla selvästi suhteessa sittemmin muodostettuja suuremmat. 17 Ibid., 249. Shaikh laskee voiton suhdeluvun yhtälön osoittajaan liikevoiton (NIPA) eli Tilastokeskuksen kielellä toimintaylijäämän ohella maksetut korkonetot (net monetary interest paid). Tilastokeskuksen kansantalouden tilinpitoaineistoihin ei ole kerätty tietoja yritysten maksamista korkonetoista. Näin ollen niitä ei ole voitu huomioida tässä käytetyn voiton suhdeluvun yhtälön nimittäjässä. Tämä pienentänee saatua suhdelukua jonkin verran. Vastaavasti suhdelukua kasvattanee jonkin verran se, ettei käytetty arvio varastojen λ suuruudesta anna kovin täsmällistä arviota kaikkien toimialojen varastojen suhteesta niiden pääomakantaan, koska käytetyn kertoimen υ laskentaan on käytetty vain melko viimeaikaisia arvioita kahden toimialan, teollisuuden ja kaupan, varastoista. 18 Ibid., 247. 4

m t p' t =. (4) c t 1, v t,λ t 1 Tekijät yhtälössä ovat samat kuin aiemminkin ja johdettavissa yhtälöistä p' = m C ja λ t. Kun yhtälön (4) muuttujat sijoitetaan siihen käypähintaisina, kumoaa tämä periaatteessa inflaation vaikutuksen niiden arvottajana; kaikki muuttujat arvotetaan saman vuoden hinnoin, eikä niiden välillä ole rahanarvonmuutoksesta johtuvaa erotusta. Mikäli kuitenkin halutaan arvioida voiton suhdelukua aiemmin hankitulle pysyvälle pääomakannalle sekä aiemmin kasautuneille varastoille ja mikäli halutaan noudattaa ns. historiallisen hinnan eli hankintahetken hinnan arvottamisperiaatetta on varastot ja pääomakanta syytä deflatoida bruttokansantuotteen hintaindeksillä B1GMHT/HI (1948=1,00). Näin voidaan tuottaa arvio varastojen ja pääomakannan hankintahetken rahallisesta arvosta, jolle mitataan myöhemmällä rahanarvolla saatua tuottoa eli rahassa realisoitunutta lisäarvoa m vähennettynä inflaation vaikutuksella. Kuvaaja XXX esittää rinnakkain kolme aikasarjaa, [1], [2] ja [3] eli varastot huomiotta jättävän ja deflatoidun ja ne huomioivan mutta delfatoimattoman sekä sarjan, joka huomioi varastot ja on deflatoitu. Ne huomiotta jättävä sarja [1] on laskettu periaatteessa samalla yhtälöllä (4) kuin jälkimmäinenkin, mutta sen nimittäjästä on jätetty pois varastoja ilmaiseva tekijä λ n 1. Tämä johtuu varastojen muutosta kuvaavan aineiston saatavuusongelmista ennen vuotta 1960. Toinen sarja [2] jatkaa periaatteessa samalla periaatteella laskettuna kuin [1], mutta se huomioi varastojen vaikutuksen yhtälön (4) nimittäjässä. Toisen sarjan muuttujat on deflatoitu bruttokansantuotteen hintaindeksillä ja laskettu yhtälöllä (4). 19 Sarja [3] esittää voiton suhdeluvun käypähintaisena ja ilman varastoja. 12,0% 1 8,0% 6,0% 4,0% 2,0% Kuvaaja XXX. Voiton suhdeluku Suomessa 1949 2014 Lähde: Tilastokeskus, laskelmat tekijän [1] [3] [2] Tarkastellaan aluksi aikasarjan [3] käypähintaista käyrää. Nähdään, että suhdeluku on laskenut eritoten vuodesta 1961 lähtien melko tasaisesti aina 1980-luvun loppuun 1970-luvun alkuvuosia ja vuosikymmenen lopun taantumaa lukuun ottamatta. Kuten on aiemmin todettu tämän tutkimuksen johdantoluvussa 1., voidaan tällä suhdeluvun alentumalla katsoa olleen vaikutuksensa pääoman kes- 19 Esimerkiksi vuoden 1970 lisäarvo m 1970 = 1331 milj. euroa on näin ollen jaettu vuoden 1970 bruttokansantuotteen hintaindeksillä B1GHMT/HI 1970, joka on 3,85, jolloin vuoden 1948 rahanarvolla deflatoiduksi arvoksi on saatu 345 milj. euroa. 5

kimääräisen tuoton laskun kautta myös ansio- ja pääomatulonsaajien väliseen tulonjakoon, joskaan ei välttämättä vielä suoraan muutoin käsiteltävään funktionaaliseen tulonjakoon. Nähdään, että suhdeluku on laskenut trendinomaisesti vuosina 1951 91. Voidaankin epäillä, olisiko tästä keskimääräisen pääomatuoton alentumisesta voinut olla ansio- ja pääomatulonsaajien välistä tulonjakoa Suomessa tuolloin tai ainakin vuosina 1966 92 tasoittanut seuraus. Kuvaajasta nähdään, että varastojen huomiointi sekä yhtälön (4) muuttuja-arvojen deflatointi laskee saatua voiton suhdelukua jonkin verran sarjassa [2]. Tämä kertoo kahdesta asiasta. Ensinnäkin siitä, että varastojen huomiointi yhtälön (4) nimittäjässä laskee suhdelukua ja toiseksi siitä, että yhtälön muuttujien deflatointi kaventaa yhtälön osoittajaa, lisäarvoa m n, sen nimittäjään c n 1, v n, λ n 1 nähden. Tämä ei kuitenkaan vähennä käypähintaisen suhdeluvun [3]»reaalisuutta» liiketoimintaa harjoittaneiden yritysten näkökulmasta. Inflaatio merkitsee yrityksille niiden kustannusten ja myyntihintojen välisen erotuksen kasvua ikään kuin»ilmaiseksi», joka voi kasvattaa niiden voittoja hetkellisesti (joskin inflaatio vaikuttaa myös yritysten kustannuksia kasvattavasti). Tämä on voinut johtaa annettuina nopean inflaation vuosina, kuten 1950 1, 1964 6 sekä 1972 7 myös investointiasteen kasvuun, kun kasvaneet nimellisvoitot on voitu tulkita merkiksi tuotantokapasiteetin kasvutarpeesta ja mahdollisuudesta voittojen määrälliseen (ei siis välttämättä suhteelliseen) kasvattamiseen. Kuvaajasta nähdään, että erotus sarjojen [1] ja [3] välillä on sen alkupuolella selvästi suurempi kuin sen jälkipuolella, noin vuodesta 1991 lähtien. Tämä näkyy hyvin myös kuvaajasta XXX, joka näyttää prosentuaalisen erotuksen edeltävän kuvaajan sarjojen välillä. 20 3 25,0% 2 15,0% 1 5,0% -5,0% Kuvaja XXX. Sarjojen [1], [2] ja [3] välinen erotus Suomessa 1949 2014 Lähde: Tilastokeskus, laskelmat tekijän [2] [1] Kuvaaja kertoo hieman toisella tapaa samasta ilmiöstä kuin voiton suhdeluvun näyttänyt kuvaajakin: varastojen kasvu sekä inflaatio ovat kasvattaneet erotusta sarjojen välillä selvästi. Tähän on voinut osin vaikuttaa Suomessa sarjan loppupuolelle, vuoteen 1993 käytössä ollut verovarausjärjestelmä, joka muun muassa kannusti yrityksiä muodostamaan tarpeettoman suuria varastoja veroedun hankkimiseksi. 21 Erityisen jyrkkä erotus on ollut vuosina 1951, 1965 6 ja 1974, jolloin se on ollut noin neljänneksen tai viidenneksen luokkaa. Sittemmin, noin vuodesta 1991, erotus sarjojen [2] ja 20 Erotus on laskettu kaavoilla [3]/[1] 1 ja [2]/[1] 1, jolloin on saatu niiden välinen prosentuaalinen erotus (huom. ei siis prosenttiyksiköissä). 21 Verovarausjärjestelmä tunsi 1990-luvun alussa investointi-, varasto-, toiminta-, luottotappio-, takuu-, hinnanlasku-, jälleenhankinta- ja sijoitusomaisuuden arvostusvaraukset (VM 1991:28, 88 89). Esimerkiksi metsänhoidossa varausjärjestelmä oli 1990-luvun alkuvuosiin tultaessa mahdollistanut realisoidun metsätulon tulouttamisen lykkäämisen neljäksi kuudeksi vuodeksi metsänhoidosta koituneiden menojen kattamiseksi (Andersson 1994, 41). 6

[3] välillä on pysynyt melko vakaana, jolloin nimellinen ja reaalinen voiton suhdeluku ovat kulkeneet melko lähellä toisiaan. Myös varastojen vuosimuutos on pysynyt 1990-luvun alkuvuosista lähtien melko vakaana. Tässä luvussa on aiemmin todettu, ettei voiton suhdeluku sellaisenaan kerro vielä funktionaalisen tulonjaon muotoutumisesta suoraan. Tätä varten tässä tutkimuksessa käytetään ennen kaikkea lisäarvon suhdeluvun m' mittaa m '= m. Koska suhdeluku lasketaan tässä tutkimuksessa saman v vuoden lisäarvon (= arvonlisäys palkansaajakorvaukset) ja palkansaajakorvausten jakojäännöksenä, on suhdeluku kirjoitettu yhtälöön m ' t = m t v t X t = K t L t, (5) jossa muuttujat ovat samat kuin aiemminkin. Lisäarvon suhdeluku mittaa tulonjakoa sen funktionaalisessa merkityksessä sikäli, että sen osatekijät ovat m K ja v L eli lisäarvo on pääoman saama»korvaus» palkansaajakorvausten kuvatessa»työlle» menevää osuutta tuotoksesta. 22 Lisäarvon suhdeluvun m' kohdalla on kuitenkin syytä huomata, ettei lisäarvo m ole korvausta, jonka kapitalistit saavat sellaisenaan. Lisäarvosta tulee nimittäin vähentää vielä yrityksellä mahdollisesti olevat velat ja muut pysyvään pääomaan ja työvoimaan liittymättömät sitoumukset sekä mahdolliset sijoitukset ennen osingonmaksua. Tältä osin onkin todettava, että yhtälö (4) antaa funktionaalisen tulonjaon jälkeisestä tulonjakaumasta (ja sen liikkumavarasta) paremman kuvan kuin (5). Funktionaalisen tulonjaon muodostaessa kuitenkin ansio- ja pääomatulonsaajien välisen tulonjaon lähtökohdan, on sillä relevanssia tuloverotuksen, tulonsiirtojen sekä julkispalveluiden vaikutuksen kannalta kokonaistulonjakoa kohti mentäessä. Lisäarvon [4] ja voiton suhdeluvut [2] Suomessa on esitetty rinnan kuvaajassa XXX. Lisäarvon suhdeluvun laskemiseksi käytetyt m:n ja v:n arvot on deflatoitu, vaikka niiden mittaaminen saman vuoden rahanarvolla ei vaikutakaan samoin kuin yhtälössä (4). Aikasarjan [4] arvojen puuttuminen vuosilta 1968 70 perustuu aineistossa oleviin epäselvyyksiin. Kuvaaja XXX. Lisäarvon ja voiton suhdeluvut Suomessa 1949 2014 m' = m/v 5 45,0% 4 35,0% 3 25,0% 2 15,0% 1 5,0% 12,0% 1 8,0% 6,0% 4,0% 2,0% p' = m/c Lähde: Tilastokeskus, laskelmat tekijän [1] [2] [4] Nähdään, että vasemmanpuoleiselle pystyakselille piirretty lisäarvon suhdeluku [4] on kasvanut Suomessa aina vuosiin 1960 1 asti varsin nopeasti. Tämän jälkeen suhdeluku on supistunut aina 22 Arvon ja lisäarvon alkuperää marxilaisessa teoriassa on käsitelty luvussa 1.6.3.1. 7

vuoteen 1977. Vuosikymmenen lopun taantuman jälkeen suhdeluku on kohonnut varsin jyrkästi vuosina 1978 9, mutta laskenut jälleen portaittain 1980-luvun lopulle romahtaakseen voiton suhdeluvun tapaan lamavuosina 1991 2. Lisäarvon ja voiton suhdelukujen keskinäisvaihtelua tarkasteltaessa on syytä huomioida, että yhtälöiden (4) ja (5) nimittäjät ovat samat, jolloin suhdelukujen välisen erotuksen muutokset pohjautuvat yhtälön (4) nimittäjissä c n 1 ja λ n 1 tapahtuviin muutoksiin. Tuloerojen tasoittumisen aikakausi on Suomessa sijoitettu usein, kuten todettua, vuosiin 1966 76. Vastaavasti tuloerojen kasvu on ajoitettu 1970 80-luvun taitteeseen, joskin tulonsiirrot sekä julkispalvelut ovat tasoittaneet toimeentuloeroja tämän jälkeenkin. 23 Mikäli kuvaajaa XXX on uskominen, voisi tulo- ja toimeentuloerojen välisen erotuksen kasvua 24 selittää osin juuri lisäarvon suhdeluvun kasvulla vuosina 1978 9; vaikka yrityksiin jäänyt osa tuotannossa syntyneestä arvonlisäyksestä, lisäarvosta m, onkin kasvanut, ovat tuotannontekijätulonjaon jälkeiseen tulonjakaumaan vaikuttaneet, jo mainitut tekijät jatkaneet toimeentuloerojen tasoittamista sittemminkin. Vastaavasti tuloerojen kasvua voidaan selittää osittain vuosien 1948 60 kehityksellä varsinkin, kun tuolloisen tulonsiirto- ja julkispalvelujärjestelmän tulonjako- ja toimeentuloerojen tasoitusvaikutukset tiedetään hyvinvointivaltion aikakautta (noin vuosista 1962 6) vähäisemmäksi. Tämäkin vaikuttaa tukevan aiemmin esitettyjä tuloksia, joiden mukaan tulonjako muuttui Suomessa epätasaisemmaksi (ainakin) 1950-luvun kuluessa. 25 Ei voida kuitenkaan vielä annetun perusteella esittää, että lisäarvon suhdeluvun m' kasvu sellaisenaan olisi kanavoitunut pääomatuloiksi 26 ; onhan esimerkiksi yritysten tuolloinen investointiaste ollut 1990-luvun taitteen jälkeisiä aikoja selvästi korkeampi, jolloin suhteessa suurempi osuus työvoiman avulla tuotetusta lisäarvosta (ja siitä saadusta rahallisesta korvauksesta) on mennyt pysyvän,»reaalisen» pääomakannan kasvattamiseen. Mainittuja pääoman keskimääräiseen tuottoon ja tulonjakoon vaikuttaneita tekijöitä (kuten investointiastetta, pääomatuloverotusta sekä varaus- ja vähennysjärjestelmien vaikutusta) on käsitelty tarkemmin luvuissa XXX. Tämän luvun alussa mainituista yhtälöistä on vielä käsittelemättä kolmas, pääoman elimellinen kokoonpano k '= c, joka mittaa yritysten pysyvän pääomakannan suhdetta vaihtelevan pääoman kustannuksiin eli työvoimakuluihin. Kuten voiton suhdeluvun laskemiseksi käytetyn yhtälön v (4) kohdalla, muodostuu tätä pääomakokoonpanon arvioitaessa vaikeudeksi kantasuureen c ja virtasuureen v yhtäaikainen arviointi. Kuten aiemminkin, on tämä ongelma ratkaistu kaavamaisesti olettamalla pääomakannan kiertonopeudeksi vuosi. 27 Näin pääomakokoonpanoa vuodelle t arvioidaan- 23 Ks. esim. Uusitalo 1988, 39 40,45,47,50. On syytä pitää mielessä, että vuoden 1966 valikoituminen tehdyn ajoituksen aloitusvuodeksi perustuu (verraten) edustavaan otokseen pohjautuvien kotitaloustiedusteluiden aloittamiseen samaisena vuotena. Tämä ei tarkoita, etteivätkö tuloerot todellisuudessa olisi voineet kaventua jo aiemminkin. 24 Uusitalo tuntuu omassa tutkimuksessaan olevan osin samoilla jäljillä. Hänen mukaansa»[t]uotannontekijätulojen ja käytettävissä olevien tulojen (ja kokonaistulojen [nettotulot + tulonsiirrot + julkiset palvelut rahassa mitattuna S. H.]) jakautuman ero [oli] vuosina 1966 85 kasvanut [mikä] osoittaa, että [tulojen] uudelleenjako [oli] voimistunut». Uusitalon mukaan tätä toimeentuloerojen tasoittumista ei voida selittää yksin hyvinvointivaltiolla,»sillä myös tuotannontekijätulojen jakautuma [oli] tullut tasaisemmaksi», joskin muuttunut jälleen 1981 5 epätasaisemmaksi, mikä tulee tässä esitettyjä tuloksia (ibid., 50). 25 Ks. Raoul Brummert, Henkilökohtaisten tulojen jakautumisesta (On personal income distribution in Finland). Kansantaloudellinen aikakauskirja 4/1963, 235 265, 258. Brummertin tulokset osoittavat tulonjaon muuttuneen tulokymmenysten välillä epätasaisemmaksi vuosina 1952 9. 26 Riitta Hjerppe ja John Lefgren, Suomen tulonjakautuman kehityksestä 1881 1967. Kansantaloudellinen aikakauskirja 2/1974, 97 119, 109. Hjerppen ja Lefgrenin mukaan»[v]uodesta 1955 vuoteen 1967 tulonjako näyttää epätasaistuneen. Ylimmän 5 %:n osuus tosin on pysynyt miltei muuttumattomana», vaikkakin suuri- ja pienituloisimman viidenneksen tulojen muutos osoittaa heidän mukaansa tulonjaon merkittävää epätasaistumista. Tämä johtuu heidän mukaansa kuitenkin pitkälti siitä, että samoina vuosina»on tapahtunut verotettujen määrän [suhteellista] kasvua». Osa-aikatyötä tehneiden poistaminen tilastoista jättää tulonjaon Hjerppen ja Lefgrenin mukaan mainituilta vuosilta 1955 67 täysin muuttumattomaksi (ks. myös ibid., 115). 27 Kuten on kerrottu luvussa 1.6.3.1., vaikuttaa pysyvän pääomakannan kiertonopeus eli aika, joka kuluu sen uusintamiseen kokonaisuudessaan (esimerkiksi 10 000 euron koneen kuluessa 25 prosenttia vuodessa on sen kiertonopeus neljä vuotta) voiton suhdelukuun sitä nostaen tai laskien. Pääsääntönä voidaan todeta, että mitä pitempään yrityksen pääomakanta kestää, sitä korkeampi on sen voiton suhdeluku, kun huomioidaan rahanarvon alentuma inflaation 8

kin yhtälöllä (6). k ' t = c t 1 v t (6) Kuvaaja XXX näyttää pääoman elimellisen kokoonpanon Suomessa vuosina 1949 2014. 28 Kuvaaja XXX. Pääoman elimellinen kokoonpano Suomessa 1949 2014 k' = c/v 80 70 60 50 40 30 20 10 Lähde: Tilastokeskus, laskelmat tekijän [5] Nähdään, että pääomakokoonpano on Suomessa kasvanut suhteellisen tasaisesti aina 1990-luvun alkuvuosiin. Vuosina 1975 8 kokoonpanon voidaan nähdä kasvaneen varsin voimallisesti. 1980 90- luvun kokoonpanon kasvua voidaan selittää melko pitkälti työttömyyden voimallisella lisääntymisellä, joka on supistanut yhtälön (6) nimittäjää v n. Tässä kohtaa on tärkeä pitää mielessä, miksi pääoman elimellisen kokoonpanon arviointi on tärkeää tämän tutkimuksen viitekehyksessä 29 ; koska yritysten tuotannossa syntyvä lisäarvo pohjautuu marxilaisen teorian mukaisesti työläisten tekemään lisätyöhön eli -tuotteeseen, siis maksamattomaan työsuoritukseen, supistaa k':n kasvu tämän lisäarvon suhdetta yritysten kustannuksiin, mikäli aiemmin käsitelty lisäarvon suhdeluku m' ei kasva vastaavalla tavalla. Marxin mukaan kapitalististen markkinatalouksien»kehityksen mukana tapahtuu vaihtelevan pääoman [v] suhteellinen väheneminen verrattuna pysyvään pääomaan [c], ja siis verrattuna liikkeeseen pantuun kokonaispääomaan [c + v]». 30 Kuten on teorian mukaisesti todettu, selittää tämä pääomakokoonpanon k' kasvu varsin pitkälti myös voiton suhdeluvussa tapahtuvan, tendenssinomaisen laskun. 31 Kuvaajasta XXX nähdään, ettei pääoman elimellinen kokoonpano k' ole kasvanut Suomessa tasaisesti, vaan sen muutosta ovat rytmittäneet nopeamman ja hitaamman kasvun ajanjaksot sekä ajoittaiset notkahdukset. Erityisen jyrkkiä ovat olleet kasvuvuodet 1975 8. Kokoonpano kasvoi voimallisesti myös vuosina 1989 93. Näiden jyrkän kasvukäyrän vuosien kohdalla on toisin syytä huomyötä. 28 Puuttuvien vuosien 1968 70 arvot ovat siinä määrin alhaisia, että niiden luotettavuus on kyseenalaistettava, eikä niitä tästä syystä ole esitetty kuvaajassa XXX. Samat rajoitukset esiintyvät myös lisäarvon suhdelukua esittävässä aikasarjassa [4]. Aineiston puutteet korottavat myös voiton suhdelukua vuosilta 1969 71, mutta koska sarjojen [1], [2] ja [3] osoittaja m n on joka tapauksessa verraten pieni nimittäjän tekijöihin c n 1 + v n + λ n 1 nähden, jää vaikutuskin melko pieneksi. 29 Aihetta on käsitelty tarkemmin luvussa 1.6.3.1. 30 Marx 1976 [1894], 215. 31 Myös tämän väitteen teoreettiset perustelut on esitetty luvussa 1.6.3.1. 9

mioida, että pääoman elimellistä kokoonpanoa ja sitä mittaavaa suhdelukua kasvattavaa myös annettuina vuosina tapahtunut työvoimakustannusten eli vaihtelevan pääoman v n supistuminen, joka luonnollisesti supistaa yhtälön (6) nimittäjää. Kuvaajasta XXX nähdään kuitenkin, että elimellisen kokoonpanon kasvua selittää myös osoittajan c n 1 kasvu. Kuvaajan oikeanpuoleisen pystyakselin arvot on laskettu yksinkertaisella yhtälöllä Δ c n = c n c n 1 1. (7) Kuvaaja XXX. Pysyvän pääomakannan vuosimuutos ja elimellinen kokoonpano 1949 2014 k' = c/v 80 70 60 50 40 30 20 10 2 15,0% 1 5,0% c -5,0% -1 Nähdään, että pääoman elimellisen kokoonpanon kasvu seuraa pysyvän pääomakannan vuosimuutosta aina vuoden viiveellä. Selitys tälle löytyy kokoonpanon kaavasta (6), jonka osoittaja c n 1 on, kuten voiton suhdeluvun nimittäjän tapauksessa, laskettu aina seuraavan vuoden osoittajalle tai nimittäjälle. [ ] Lähde: Tilastokeskus, laskelmat tekijän Tässä luvussa esitetyt, pääoman keskimääräistä tuottoa voiton suhdeluvun avulla määritetyt kuvaajat eivät luonnollisestikaan kerro toimialojen sisäisestä kannattavuusvaihtelusta. Kuten luvussa 1.6.3.1. on esitetty, voidaan olettaa, että toimialoittaiset erot lisäarvon suhdeluvussa m' ja pääoman elimellisessä kokoonpanossa k' johtavat sitä myöten myös erilaisiin voiton suhdelukuihin p'. Shaikhin mukaan uusklassinen talousteoria tekee taas lähtökohtaisen oletuksen toimialojen homogeenisista pääomarakenteista ja keskimääräistuotoista sekä kilpailun myötä tasoittuvasta toimialojen välisestä tuotosta 32, jonka voidaan katsoa perustuvan oletukseen pääoman laskevasta rajatuotosta. Shaikhin mukaan toimialojen väliset keskimääräistuotot eivät kuitenkaan koska tasoitu täysin 33, vaan liikkuvat usein päinvastaisiin suuntiin. Kuten Tuomas Sukselainen on esittänyt, voidaan tätä teoriaa välillisesti tukevia havaintoja tehdä myös uusklassiseen talousoppiin pohjautuvien laskentamenetelmien pohjalta. Hänen vuosia 1962 6 koskevat laskelmansa osoittavat merkittävää vaihtelua toimialoittaisten pääomatuottojen välillä. 34 Sukselaisen laskelmissa on yhtä lailla kiehtovaa se, että 32 Shaikh 2016, 272. 33 Loc. cit. 34 Tuomas Sukselainen, Pääoman tuottoprosentin käsite ja mittaaminen erityisesti Suomen teollisuuden osalta. Kansantaloudellinen aikakauskirja 1/1970, 38 58, 53,55,56. Sukselainen on laskenut sarjansa Tilastokeskuksen tuotta- 10 [6] [5]

hän toteaa sinänsä suppean aineistonsa perusteella eri tuotannonalojen välisillä pääoman keskimääräistuotoilla olevan taipumus hivenen lähestyä toisiaan. 35 [ ] Kuten todettua, ovat tämän tutkimuksen kannalta mielenkiintoisimpia annettujen kuvaajien sarjojen alkupään vuodet 1949 92 painottaen eritoten vuosia 1960-luvulta 1980-luvun loppuun. Koska kysymys tuloerojen pienentymisestä kulkee kuitenkin käsikkäin kysymyksen niiden kasvusta kanssa, on aikasarjat esitetty tässä luvussa niin pitkinä kuin ne on mahdollista tuottaa. [ ] LÄHTEET Asiakirjat Pääomatulojen verotuksen ja yritysverotuksen kehittämislinjat. Asiantuntijaryhmän muistio. Valtiovarainministeriön työryhmämuistioita 1991:28 (VM 1991:28) Artikkelit Raoul Brummert, Henkilökohtaisten tulojen jakautumisesta (On personal income distribution in Finland). Kansantaloudellinen aikakauskirja 4/1963, 235 265. mien teollisuus- ja tasetilastojen varaan. Ensimmäisen tilastojen pohjalta pääoman tuottoprosentti on tuotettu yhtälöllä R 0 = Ja Ps D, jossa Ja = jalostusarvo, Ps = palkkasumma, D = kiinteän reaalipääoman poistot ja K te = kiinteä reaalipääoma. Toisen menetelmän mukaan tuottoprosentti on laskettu yhtälöllä R x = V+I+T O, jossa V = K te kirjanpidollinen voitto, I = maksetut korot, T = maksetut verot ja O = osinkotulot muilta yrityksiltä ja K ta = käyttöomaisuus + varastot + rahoitusomaisuus (ibid., 48). Näitä yhtälöitä on mahdollista verrata tässä luvussa esitettyihin yhtälöihin. 35 Ibid., 54. 11 K ta

Pirkko Aulin-Ahmavaara, Kansantulon mittaamisesta kansantalouden tilinpitoon. Artikkeli teoksessa Jukka Jalava, Jari Eloranta ja Jari Ojala (toim.), Muutoksen merkit. Kvantitatiivisia perspektiivejä Suomen taloushistoriaan. Tilastokeskuksen tutkimuksia 245. Tilastokeskus, Helsinki 2007, 68 97. Kirjallisuus Andersson Edward, Pääomatulon verotus. Lakimiesliiton kustannus, Helsinki 1994. Marx Karl, Pääoma. Kansantaloustieteen arvostelua. 3. osa. Kapitalistisen tuotannon kokonaisprosessi. Progress, Moskova 1980 [1894]. Shaikh Anwar, Capitalism. Competition, Conflict, Crises. Oxford University Press, New York 2016. Uusitalo Hannu, Muuttuva tulonjako. Hyvinvointivaltion ja yhteiskunnan rakennemuutoksen vaikutukset tulonjakoon 1966 1985. Tutkimuksia 148. Tilastokeskus, Helsinki 1988. 12