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이상의 분석을 명목임금 동결에 대해서도 기계적으로 수행해 볼 수도 있다 그러나 임금삭감의 경우와 달리 임금이 동결될 확률을 모형화하기는 매우 어렵다. 앞서 언급하였듯이 DNWR와 메뉴코스트 두 요인이 명목임금 동결에 미치는 구조가 상이하기 때문이다. 물론 명목임금이 동결되는 경우는 오직 고실업과 저인플레이션 상황에서 임금삭감에 직면한 근로자들이 저항에 의해서만 발생하며 저항에 의해 명목임금이 조금 이라도 상승하는 경우는 없어야 한다는 강한 가정 하에 앞서 사용된 프로빗 모형을 그대로 이용하여 명목임금동결확률의 결정요인을 분석해 볼 수 있다. 그러나 (라운딩 오차의 성향이 시계열 상에서 특별하게 다르게 작용해야 할 이유가 없다는 추가적인 가정 하에서도) <표 3-1>과 <표3-2>에 나타난 명목임금 경직성의 시계열 패턴을 보면 그 수치가 저인플레이션이나 고실업 상황에서 특별히 증가했다는 증거를 전혀 찾아볼 수 없다. 예를 들어 <표 3-1>을 보면 본 연구에서 가장 선호하는 표본를 사용할 경우 디플레이션 현상을 보였던 1999-1998(외환위기 직후)혹은 2009-2008(금융위기 직후) 기간에 명목임금의 동결을 경험한 근속자들의 비율은 다른 연도들에 비해 더 낮게 나타나는 경향이 있다. 이는 케인지안들이 실업변동의 원인으로서 제시하는 저인플레이션에 상황에서의 명목임금의 경직성 가설과 불일치하는 결과라고 볼 수 있다.
임금삭감과 달리 임금의 동결 확률을 모형화하기는 어렵다. 강한 가정 하에 명목임금동결확률의 결정요인을 분석할 수도 있으나 케인지안들의 주장과 달리 앞선 표본에선 그 수치가 저인플레이션이나 고실업 상황에서 유의미하게 증가했다는 증거가 되지 않았다.