15
Malli estimoitiin viela rekursiivisesti siten, etta yhtalot (10a) ja (10b) yhdistettiin yh-
deksi palkkayhtaloksi, ja kerrallaan estimoitiin 15 vuoden aikajanne. Keskeisen para-
metrin C(1)*(1-C(2)) osalta estimointi tuottaa seuraavan tuloksen, ks. kuvio 7.
Nahdaan uudestaan, etta tupolla on ollut selvasti reaalisten palkkakustannusten nousua
hillitseva vaikutus, joka poikkeaa jossain maarin tilastollisesti merkitsevasti nollasta.
Nahdaan myos, etta vaikutus on ollut aiemmin suurempi ja on pienentynyt ajassa, mutta
olisi yha sen suuruinen, etta keskitetty tuposopimus hillitsee reaalisten palkkakustannus-
ten nousua noin 1.5 prosenttiyksikolla verrattuna siihen, etta sopimus olisi kokonaisuu-
dessaan liittokohtainen. Tama ero syntyy siita, etta kertoimen C(1)* (1-C(2)) arvio ker-
rotaan tupo-indeksin erotuksella (keskitetty = 1, liittokohtainen = 0).
Tassa estimoinnissa tupon vaikutus on jonkin verran pienempi kuin ylla taulukossa 1,
tosin estimointiperiodi on erilainen. Kun perusmallin (10a)-(10c) estimointia lyhennet-
tiin vuosiksi 1984-99, niin parametri C(1) sai nyt arvon -3.4 ja C(2) oli edelleen lahella
puolikasta (-0.48), joten tassakin perusmuotoilussa tupon vaikutus olisi alentunut viime
vuosina verrattuna koko periodiin. Kun parametrin C(3) arvio on mallissa niin suuri
kuin 0.75, niin inflaation vaimentamiseen tuposopimuksen vaikutus olisi taman mukaan
eparealistisen suuri. Jos kaytetaan tavanomaisesti kustannuspainelaskelmissa kaytettya
arvoa 0.6 parametrille C(3), paadytaan siihen, etta tupo hillitsisi inflaatiovauhtia 3 pro-
senttiyksikolla, mika olisi sekin erittain paljon.
Seuraavaksi pyritaan arvioimaan tupon kokonaistaloudellista vaikutusta kayttaen tyo-
markkinoiden mallia, joka on laadittu tutkimuksessa Alho (2002a). Se koostuu kahdesta
yhtalosta: tyovoiman kysynnasta (labour demand tai price setting) ja palkanmuodostuk-
sesta (wage setting). Tyovoiman kysynnan yhtalo on kirjoitettu kuvaamaan suoraan
Kuvio 8. Tyomarkkinamallin pitk:in ajan relaatiot ja tupon vaikutus
