Trabajo

Entre 2003 y 2025 el mercado laboral paraguayo incorporó algo más de un millón de ocupados, llevó el desempleo abierto a valores similares a los mínimos de la serie, cerró alrededor de un cuarto de la brecha de participación entre hombres y mujeres, desplazó empleo desde la agricultura hacia el comercio y los servicios, multiplicó por tres el número de personas que aportan a una caja de jubilación y redujo a la mitad la ocupación de niños, niñas y adolescentes. Al mismo tiempo, casi dos de cada tres ocupados (64,4 % en 2025, con la definición del INE aplicada a todos los sectores) siguen en el empleo informal, casi cuatro de cada diez asalariados de jornada completa cobran menos que el salario mínimo legal, la cobertura contributiva de los independientes es prácticamente nula y la afiliación sindical en el sector privado no llega al 1 %. Este capítulo documenta ambas caras con una serie larga construida sobre los microdatos de las encuestas de hogares del Instituto Nacional de Estadística (INE), organizada según las categorías de los estudios comparados de referencia, con las rupturas de serie señaladas en cada caso e intervalos de confianza para los indicadores principales.

4.1Marco analítico: por qué medir el trabajo con categorías de trabajo decente, informalidad y heterogeneidad estructural

El desempleo abierto es un mal termómetro del mercado laboral en una economía donde la mayoría de los ocupados no tiene seguro de desempleo ni puede permitirse estar mucho tiempo sin ingreso. En esas condiciones el ajuste ante los choques no ocurre principalmente por la vía de la desocupación sino por la de la calidad del empleo: horas, ingresos, estabilidad y protección. Por eso el capítulo adopta como marco principal los Indicadores de Trabajo Decente de la Organización Internacional del Trabajo (OIT, 2013a), que traducen la noción de trabajo decente en diez dimensiones medibles: oportunidades de empleo; ingresos adecuados y trabajo productivo; jornada decente; conciliación del trabajo con la vida familiar; trabajo que debería abolirse; estabilidad y seguridad del empleo; igualdad de oportunidades y de trato; entorno de trabajo seguro; seguridad social; y diálogo social. La propuesta conceptual de Ghai (2003) y la operativa de Anker et al. (2003) mostraron que esas dimensiones pueden aproximarse con encuestas de hogares estándar, y el Manual de 2013 fijó las definiciones que hoy usan los institutos de estadística y los informes regionales.

Tres marcos complementan ese tablero. El primero es la resolución de la 19.ª Conferencia Internacional de Estadísticos del Trabajo (CIET) sobre subutilización de la fuerza de trabajo (OIT, 2013b), que reemplaza la dicotomía ocupado-desocupado por un conjunto de indicadores (LU1 a LU4) que suman al desempleo la subocupación por insuficiencia de horas y la fuerza de trabajo potencial, es decir, las personas que querrían y podrían trabajar pero no buscaron, o buscaron sin estar disponibles. La EPH/EPHC no pregunta si la persona desea trabajar ni identifica a quienes buscaron sin estar disponibles, de modo que en este capítulo la fuerza de trabajo potencial es una aproximación por disponibilidad: inactivos que habrían podido trabajar en la semana de referencia (sección 4.2.2). El segundo es la resolución de la 21.ª CIET sobre estadísticas de la economía informal (OIT, 2023), que distingue entre el sector informal —unidades productivas no registradas— y el empleo informal —puestos de trabajo sin protección o sin reconocimiento formal, estén donde estén— y define la informalidad de los asalariados por la ausencia de contribución del empleador a la seguridad social y la de los independientes por la condición informal de su unidad económica. El tercero es la tradición estructuralista de la Comisión Económica para América Latina y el Caribe (CEPAL): la heterogeneidad estructural (Pinto, 1970; Infante, 2011; CEPAL, 2012) sostiene que en las economías latinoamericanas coexisten estratos de productividad muy distintos y que los ingresos y la protección de los trabajadores dependen sobre todo del estrato en que se insertan; su indicador operativo, el porcentaje de ocupados en sectores de baja productividad (microempresas, cuenta propia no calificados, servicio doméstico y familiares no remunerados), permite comparar a Paraguay con la región con una definición estable desde hace dos décadas.

Esa combinación responde a una pregunta que la literatura sobre informalidad dejó planteada. Perry et al. (2007) y Maloney (2004) mostraron que la informalidad latinoamericana mezcla exclusión —trabajadores sin acceso al empleo protegido— y salida —trabajadores y firmas que evalúan que la formalidad no les conviene—, y Levy (2008) señaló que el diseño de la seguridad social puede subsidiar implícitamente la informalidad; Gasparini y Tornarolli (2009) compararon para la región las definiciones productiva y legal de la informalidad con microdatos de encuestas de hogares. Para distinguir entre esas hipótesis no basta una tasa agregada: hay que saber en qué tipo de unidad productiva está el empleo informal, cuánto ganan los formales y los informales del mismo estrato y qué parte de la reducción de la informalidad proviene del cambio de composición del empleo y qué parte de la formalización dentro de cada segmento. A esto se suman dos poblaciones que el marco de trabajo decente trata por separado: los niños, niñas y adolescentes ocupados, según las normas estadísticas sobre trabajo infantil de la 18.ª CIET (OIT, 2008) y las estimaciones globales de la OIT y UNICEF (2021), y los jóvenes que no estudian ni están ocupados, cuyo peso en América Latina documentaron de Hoyos et al. (2016).

El Cuadro 4.1 resume cómo cada dimensión se mide con las encuestas paraguayas y qué no puede medirse. Dos dimensiones quedan prácticamente fuera del alcance de la encuesta: el entorno de trabajo seguro (entre las ediciones revisadas, la encuesta sólo preguntó la causa laboral de los accidentes en 2004) y la conciliación entre trabajo y familia, que aquí se aproxima indirectamente por la participación de las mujeres con niños pequeños en el hogar.

4.2Oportunidades de empleo

4.2.1Participación, ocupación y desempleo

La tasa de participación de la población de 15 años y más fue de 68,9 % en 2003 y de 72,2 % en 2025, y la tasa de ocupación, de 63,4 % y 68,8 % (Gráfico 4.1 y Cuadro 4.2). Como 2003 fue un año bajo en ambas series, los años extremos exageran el cambio: entre los promedios de 2003–2005 y 2023–2025 la participación pasó de 70,6 % a 71,5 % (+0,9 puntos) y la ocupación de 65,7 % a 67,6 % (+1,9 puntos). En términos absolutos, el número de ocupados de 15 años y más pasó de 2,11 a 3,19 millones. El desempleo abierto, medido con el criterio de búsqueda en los últimos siete días que usa el INE, bajó de 8,0 % en 2003 a 4,7 % en 2025 (IC 95 %: 4,4–5,0), un nivel similar al mínimo anterior de la serie (4,6 % en 2012), después de oscilar entre 4,6 % y 7,4 % entre 2004 y 2019 y de un repunte a 6,8–7,0 % entre 2020 y 2022. La caída no fue lineal: la ocupación avanzó en dos tramos (2003–2004 y 2014–2019), retrocedió entre 2019 y 2022 —el período de la sequía, la pandemia y el choque inflacionario— y se recuperó con rapidez desde 2023.

El tramo final exige una advertencia de calendario (Recuadro 4.1). Desde 2022 la EPHC anual reparte las entrevistas en todo el año, y el desempleo es estacionalmente mayor en el primer semestre: en 2022–2025 fue de 7,1 % entre los hogares que puede establecerse que fueron entrevistados en el primer semestre, de 5,0 % entre los del segundo y de 5,6 % entre los de semestre indeterminado. El 6,8 % de 2022 no es comparable, por lo tanto, con el 5,7 % de 2019, cuyo relevamiento se concentró en el cuarto trimestre. La serie comparable —hogares entrevistados en el segundo semestre, con factores calibrados a la muestra completa— da 5,8 % en 2022 (IC 95 %: 5,1–6,4), 5,6 % en 2023, 5,1 % en 2024 y 4,0 % en 2025 (3,3–4,6) (rombos del Gráfico 4.1). Con calendario homogéneo, el desempleo de 2022 era similar al de 2019 y el repunte de ese año es en buena medida un efecto del calendario; la caída posterior se mantiene, y el valor de 2025 queda en el entorno del mínimo de 2012 (la diferencia no es significativa).

Las desagregaciones del Cuadro 4.2 muestran que el aumento de la participación se concentró en las mujeres, en las edades centrales y en los quintiles medios y altos. La participación del quintil más pobre bajó de 64,7 % a 61,3 % mientras la del más rico subió de 73,2 % a 78,6 %: la brecha de participación entre quintiles extremos pasó de 8,5 a 17,3 puntos. El desempleo del quintil 1 (9,5 %; IC 95 %: 8,4–10,6) casi quintuplica el del quintil 5 (2,0 %; 1,5–2,5). Parte de esa asociación es mecánica —un hogar con un miembro desocupado tiene menos ingreso y por eso cae en los quintiles bajos, y los hogares numerosos quedan en los quintiles bajos del ingreso per cápita—, pero no se debe al tamaño del hogar: con quintiles de ingreso equivalente (escala de la OCDE modificada) el desempleo es de 9,5 % en el primer quintil y de 2,1 % en el quinto, y la LU4 de 20,2 % y 6,4 %. La magnitud indica que la exclusión del empleo es hoy un rasgo de los hogares pobres más que una condición generalizada. La participación juvenil bajó levemente (58,8 % a 56,9 %; la diferencia no es significativa al 95 %), lo que es compatible con la mayor permanencia en el sistema educativo, y el desempleo juvenil, aunque descendió de 15,6 % a 11,0 %, sigue triplicando el de los adultos de 25 a 64 años (3,5 %).

4.2.2Subutilización de la fuerza de trabajo

La subocupación por insuficiencia de horas —personas que trabajan menos de 30 horas, desean trabajar más y están disponibles— bajó de 7,1 % de la fuerza de trabajo en 2003 a 3,6 % en 2025, con un descenso concentrado en los últimos cuatro años: todavía era 6,7 % en 2019. Ese descenso no es un efecto del calendario: con la serie comparable del segundo semestre la subocupación de 2025 también es de 3,6 %. En consecuencia, el indicador LU2 (desempleo más subocupación) cayó de 15,1 % a 8,3 % (7,6 % con la serie comparable). La subutilización compuesta LU4, que agrega además la fuerza de trabajo potencial, sólo puede calcularse desde 2009: era 17,8 % en 2010, 16,7 % en 2019 y 11,0 % en 2025 (IC 95 %: 10,5–11,5; 10,0 % con la serie comparable).

La fuerza de trabajo potencial —inactivos disponibles para trabajar— representa hoy 3,0 % de la fuerza de trabajo ampliada, frente a 7,7 % en 2010. Como el cuestionario no pregunta por el deseo de trabajar, esa medida es una aproximación por disponibilidad que incluye a inactivos que probablemente no quieren trabajar: en 2025, el 21,9 % de la fuerza de trabajo potencial son estudiantes, el 5,0 % jubilados y el 2,9 % personas mayores o con discapacidad. Sin ellos, que es una cota inferior, la fuerza de trabajo potencial es de 2,1 % y la LU4 de 10,2 % en 2025 (16,0 % en 2010); la tendencia es la misma. Los desalentados en sentido estricto, quienes declaran no buscar porque no consiguen trabajo, eran 2,0 % de la población en edad de trabajar en 2003 y 0,25 % en 2025, pero la serie tiene una ruptura: la variable es una recodificación del INE cuyos filtros cambiaron con la pregunta de disponibilidad de 2009, y entre 2010 y 2011 cayó de 1,02 % a 0,37 % sin un choque macroeconómico que lo explique. Comparable sólo desde 2011, bajó de 0,37 % a 0,25 %.

La subutilización tiene un perfil muy distinto del desempleo. En 2025 la LU4 de las mujeres (14,9 %) casi duplica la de los hombres (7,9 %), la de los jóvenes de 15 a 24 años llega a 19,9 % y la del quintil 1 a 19,8 %, frente a 6,1 % en el quintil 5 (Cuadro 4.3). En las áreas rurales el desempleo abierto es bajo (3,1 %) pero la subocupación horaria es mayor que en las urbanas (4,3 % frente a 3,3 %): la subutilización rural toma la forma de trabajo insuficiente, no de desocupación.

4.2.3La brecha de participación femenina

La participación femenina fue de 52,8 % en 2003 y de 61,3 % en 2025, y la masculina, de 84,8 % y 83,1 %; entre esos años extremos la brecha se redujo de 32,0 a 21,7 puntos (Gráfico 4.2, panel a). Pero 2003 fue un año de participación femenina atípicamente baja (52,8 %, frente a 57,8 % en 2004), y la comparación entre promedios trienales es más robusta: la participación femenina pasó de 55,6 % en 2003–2005 a 60,3 % en 2023–2025 y la brecha, de 29,7 a 22,5 puntos, es decir, se cerró alrededor de un cuarto. Es el cambio estructural más claro del período y coincide en dirección y magnitud con lo que muestran las estimaciones armonizadas de la OIT, que ubican a Paraguay entre los países con mayor participación femenina de América del Sur (sección 4.7). El avance no se distribuyó parejo: en el quintil 1 la participación femenina apenas pasó de 43,0 % a 46,3 %, mientras en el quintil 5 subió de 62,6 % a 72,4 %; en las áreas rurales llegó a 56,6 %, siete puntos menos que en las urbanas (63,0 %).

Fuente: cálculo propio sobre microdatos EPH/EPHC 2003–2025 (INE).

El panel b del Gráfico 4.2 aproxima la dimensión de conciliación entre trabajo y familia. Entre las mujeres de 25 a 44 años, la participación de quienes viven en hogares con niños de 0 a 5 años subió de 59,3 % a 70,0 %, y la de quienes no los tienen de 70,3 % a 81,7 %. La diferencia entre ambas —una «penalidad» observacional por niños pequeños— era de 11,0 puntos en 2003 y de 11,7 en 2025, y osciló entre 7,2 y 16,3 puntos en todo el período sin tendencia definida. La participación de los hombres de la misma edad se mantuvo en torno al 96 %. Esta no es una estimación causal —las mujeres que conviven con niños pequeños difieren en edad, educación y estructura del hogar—, pero la persistencia de la diferencia indica que el aumento de la participación femenina se produjo sin que se redujera la restricción asociada al cuidado. Kleven et al. (2019) muestran, para Dinamarca, un país con amplia oferta de cuidado, que la mayor parte de la brecha de género residual en ingresos se origina en la llegada de los hijos; en Paraguay, donde sólo el 31,5 % de los niños de 3 y 4 años asistía a educación inicial en 2016 según la MICS (capítulo 11), la restricción opera ya en la decisión de participar.

La Encuesta sobre Actividades Remuneradas y No Remuneradas (EUT) de 2016 (INE, 2017) mide directamente esa restricción. Las mujeres de 14 años y más dedicaban en promedio 26,5 horas semanales al trabajo no remunerado —16,5 a las tareas domésticas y 7,2 al cuidado de miembros del hogar— y los hombres, 10,9 horas (3,9 y 3,2); las mujeres aportaban el 71 % de todas las horas de trabajo no remunerado del país. La diferencia se amplía donde hay niños pequeños: entre las mujeres de 25 a 44 años de hogares con niños de 0 a 5 años, el trabajo no remunerado llegaba a 40,0 horas semanales (17,7 de cuidado), frente a 27,2 en los hogares sin ellos, mientras que en los hombres de la misma edad pasaba de 9,0 a 14,4 horas. El tiempo de trabajo remunerado de esas mujeres era, en promedio, de 18,5 horas semanales, frente a 25,8 en las que no convivían con niños pequeños (tabla lab_g2_eut2016_no_remunerado.csv; promedios sobre toda la población del grupo, incluidas las personas que no trabajan). Es una fotografía de un solo año, sin serie que permita saber si la carga cambió desde entonces.

4.2.4Cambio estructural del empleo

La composición sectorial del empleo cambió profundamente (Gráfico 4.3). La agricultura y la ganadería pasaron de 30,1 % de los ocupados a 12,8 %; el comercio, restaurantes y hoteles de 23,5 % a 30,2 %; los servicios de 29,9 % a 37,3 %; la construcción de 4,5 % a 8,0 %; la industria y la energía se mantuvieron en torno al 12 % (12,1 % en 2003, 11,8 % en 2025). La caída del agro no es un artefacto del calendario de la EPHC anual, aunque su nivel es estacional: en 2025 fue de 11,4 % en los hogares entrevistados en el primer semestre y de 13,0 % en los del segundo (reponderados), frente a 12,8 % con todas las entrevistas; el paso de 2014 a 2015 (de 19,8 % a 18,0 %) coincide además con la ampliación de la muestra. Por categoría ocupacional, el asalariado privado pasó de 29,5 % a 43,2 % del empleo y el trabajo por cuenta propia bajó de 39,8 % a 29,3 %; los familiares no remunerados se redujeron a la mitad (de 9,5 % a 4,6 %) y el servicio doméstico se mantuvo estable en torno al 7 %.

Fuente: cálculo propio sobre microdatos EPH/EPHC 2003–2025 (INE). Ocupación principal. 2007: rama del cuestionario (B02REC).

La lectura de este cambio desde la heterogeneidad estructural es ambivalente. La salida de la agricultura familiar y el aumento del trabajo asalariado son, en principio, movimientos hacia estratos de mayor productividad y protección. Pero el empleo que crece es mayoritariamente terciario, en comercio y servicios personales, y el empleo industrial no aumentó su participación: la reasignación sectorial no fue la de una industrialización sino la de una terciarización temprana, coherente con el diagnóstico de desindustrialización prematura que Rodrik (2016) atribuye a buena parte de América Latina. La sección siguiente muestra que esa reasignación explica una parte, pero no la mayor, de la caída de la informalidad.

4.3Calidad del empleo e informalidad

4.3.1Una medida consistente de la informalidad, 2003–2025

La variable oficial de informalidad del INE sólo está en los microdatos de 2020 a 2025 y sólo para los ocupados no agropecuarios. Para construir una serie larga se reconstruyó la definición a partir de sus componentes y se verificó contra la variable oficial. La definición (B) clasifica como informales a los asalariados públicos y privados y a los trabajadores domésticos que no aportan a una caja de jubilación; a los empleadores y trabajadores por cuenta propia cuyo establecimiento no tiene RUC (incluido quien no sabe); y a todos los familiares no remunerados. Aplicada a los microdatos de 2020 a 2025, esta definición coincide con la clasificación oficial en el 100,0 % de los casos que el INE clasifica, en cada uno de los seis años; el INE deja sin clasificar entre 0,07 % y 0,90 % de los ocupados no agropecuarios, que aquí se clasifican con las mismas reglas. El resultado es una serie de informalidad no agropecuaria con la definición oficial desde 2008, primer año en que la pregunta de RUC se aplica a los independientes, extendida a todos los sectores.

Para el tramo 2003–2007 se dispone de dos alternativas, presentadas en el Gráfico 4.4. La serie (A) aplica a todas las categorías un criterio único, el aporte jubilatorio, y es estrictamente comparable de 2003 a 2025 salvo en 2010, cuando la pregunta no se formuló a independientes ni domésticos. La serie empalmada (C) usa la definición (B) desde 2008 y el aporte para los independientes antes de esa fecha. El empalme tiene un costo medible: en 2008, año en que ambos criterios están disponibles, el 99,5 % de los independientes no aportaba pero sólo el 84,6 % carecía de RUC, de modo que el cambio de criterio reduce la informalidad total en 5,9 puntos. Esa diferencia, que en 2025 llega a 9,1 puntos, es un quiebre de definición y no un cambio de la realidad; la serie C debe leerse con una discontinuidad entre 2007 y 2008.

Con cualquier criterio, la informalidad bajó: 13,5 puntos con el criterio de aporte entre 2003 y 2025 (de 87,0 % a 73,5 %) y 12,8 puntos con la definición oficial entre 2008 y 2025 (de 77,2 % a 64,4 % en todos los sectores; de 71,0 % a 60,5 % fuera del agro). Más de la mitad de la caída con la definición oficial ocurrió entre 2008 y 2013, cuando la informalidad total pasó de 77,2 % a 70,3 %; desde entonces el descenso fue de apenas 0,5 puntos por año, con un retroceso en 2020. La estimación anual de 2025 con la variable oficial (60,3 % fuera del agro) es coherente con el 60,1 % difundido por el INE (Hoy, 2026), y el número expandido de informales no agropecuarios que resulta de la definición reconstruida (1,68 millones) es del mismo orden que el informado oficialmente (alrededor de 1,66 millones). En términos absolutos, el número de ocupados informales en todos los sectores pasó de 1,87 a 2,05 millones entre 2008 y 2025: la tasa bajó, pero la cantidad de personas en empleo informal siguió creciendo.

4.3.2Quiénes son informales

La informalidad es un gradiente social muy pronunciado (Gráfico 4.5). En 2025 alcanza al 92,2 % de los ocupados del quintil más pobre y al 41,4 % del más rico; al 80,3 % de los rurales y al 58,4 % de los urbanos; al 76,7 % de los jóvenes de 15 a 24 años y al 85,0 % de los mayores de 65; al 87,6 % de quienes tienen hasta seis años de estudio y al 38,0 % de quienes tienen estudios superiores. La diferencia por sexo es pequeña (65,7 % entre las mujeres, 63,5 % entre los hombres) porque dos fuerzas se compensan: las mujeres están sobrerrepresentadas en el servicio doméstico, casi totalmente informal (15,9 % de las ocupadas trabaja en él, frente a 0,7 % de los ocupados; el 94,4 % de quienes lo ejercen son mujeres), pero también en el sector público, mayoritariamente formal (12,9 % frente a 8,2 %).

Fuente: cálculo propio sobre microdatos EPH/EPHC 2008 y 2025 (INE). Definición INE reconstruida, todos los sectores.

Dos rasgos del gráfico merecen atención. El primero es que la formalización entre 2008 y 2025 fue mucho mayor en los quintiles superiores e intermedios que en el más pobre: el quintil 4 pasó de 76,1 % a 57,2 % (−18,9 puntos), el quintil 5 de 56,5 % a 41,4 % y el quintil 3 de 85,0 % a 71,4 %, mientras el quintil 1 apenas bajó de 97,5 % a 92,2 %. El segundo es que la informalidad de los ocupados con educación media completa o superior prácticamente no cambió en el período (de 66,7 % a 63,0 % y de 38,7 % a 38,0 %): la caída agregada se debe en parte a que la población ocupada es más educada, no a que cada nivel educativo se haya formalizado. Por tamaño del establecimiento el gradiente es todavía más nítido: la informalidad es de 82,8 % entre quienes trabajan solos, 79,7 % en unidades de dos a cinco personas, 41,5 % en las de 11 a 20, y 19,6 % en las de más de 50. Por categoría, la del asalariado privado bajó de 75,9 % a 58,7 % entre 2008 y 2025, la del servicio doméstico se mantuvo en torno a 95 % (95,1 % en 2025), la del sector público en torno a 19 % y la de los trabajadores por cuenta propia en 82,3 %.

4.3.3Dónde está el empleo informal: sector informal y empleo informal en empresas registradas

La 21.ª CIET pide distinguir el empleo informal según el tipo de unidad productiva. El Cuadro 4.5 cruza ambas dimensiones con la información de RUC declarada por los ocupados. En 2025, el 29,4 % del empleo total corresponde a puestos informales en unidades sin RUC (el sector informal en sentido estricto), el 17,9 % a puestos informales en unidades con RUC, el 6,8 % a trabajo doméstico informal en hogares y el 4,6 % a familiares no remunerados. En 2008 la composición era otra: el sector informal concentraba el 41,4 % del empleo y el empleo informal en unidades con RUC el 14,9 %.

El dato que reorienta el diagnóstico es éste: el 70,7 % de los asalariados privados informales declara que el establecimiento donde trabaja tiene RUC, frente a 55,3 % en 2008; sólo el 14,7 % dice que no lo tiene y el 14,7 % restante no sabe. Según cómo se trate el «no sabe», la proporción en establecimientos con RUC está entre 70,7 % y 85,4 %. Es una declaración del trabajador sobre su empleador, sujeta a error de medición, y no un dato del registro tributario. La formalización de los negocios avanzó más rápido que la de las relaciones laborales dentro de ellos. El estudio base del Observatorio, citando al INE, ya había señalado que la mitad de los asalariados privados informales (50,7 %) trabaja en empresas formalmente constituidas; con el criterio del RUC declarado, que es el que usa la propia definición de informalidad, la proporción es mayor. Del total de asalariados privados informales, el 41,6 % trabaja en establecimientos que el entrevistado describe como unipersonales y el 18,9 % en sociedades anónimas, de responsabilidad limitada o cooperativas (el resto no sabe o no fue consultado), lo que sugiere que el núcleo del problema está en empresas pequeñas registradas tributariamente pero no en la seguridad social. Para la política, la implicación es que una parte sustantiva del universo a formalizar podría identificarse cruzando los registros de la administración tributaria y del IPS, algo que debe verificarse con esos registros: si la declaración de los trabajadores es correcta, la brecha es de registro laboral, no de existencia legal de la empresa. Una alternativa que estos datos no permiten descartar es que parte de esos establecimientos sean cuentas propias inscritas como empresas unipersonales sin dependientes declarados.

4.3.4Heterogeneidad estructural: los estratos de baja productividad

El indicador de la CEPAL ofrece una lectura complementaria, porque clasifica los puestos por el estrato productivo y no por la protección. El porcentaje de ocupados en sectores de baja productividad bajó de 72,8 % en 2003 a 57,8 % en 2025; en las áreas urbanas, de 62,5 % a 51,5 %, y en las rurales de 87,2 % a 74,4 % (Gráfico 4.6). La serie urbana reproduce de cerca la que publica la CEPAL en la mayoría de los años —63,9 % frente a 63,6 % en 2004, 50,8 % frente a 50,7 % en 2019 y 51,1 % frente a 50,8 % en 2024—, con diferencias mayores en 2010 y 2012 (53,9 % frente a 51,2 % y 53,7 % frente a 57,9 %), años de muestra más pequeña. Con ese valor, Paraguay supera en casi siete puntos el promedio latinoamericano (43,9 %), según las cifras de la CEPAL difundidas por ABC Color (2026).

Fuente: cálculo propio sobre microdatos EPH/EPHC 2003–2025 (INE), con la clasificación de estratos de la CEPAL.

Los estratos explican buena parte de las diferencias de calidad. En 2025, los trabajadores por cuenta propia no calificados —26,6 % de los ocupados— tienen una informalidad de 86,4 % y una mediana de ingreso horario de 8.787 guaraníes; los ocupados en microempresas de hasta cinco personas (19,4 %), 75,4 % y 12.640 guaraníes; el servicio doméstico (7,1 %), 95,1 % y 10.531 guaraníes. En el otro extremo, los asalariados y empleadores de empresas de seis y más personas (29,3 %) tienen una informalidad de 42,0 % y una mediana de 14.496 guaraníes por hora, y el sector público (10,2 %), 18,6 % y 29.316 guaraníes. La distancia de ingreso horario entre el sector público y el cuenta propia no calificado es de 3,3 a 1; entre las empresas privadas de seis o más personas y la microempresa, de 1,15 a 1. Esa última comparación, sin embargo, mezcla empleadores y asalariados y usa ingresos netos de aportes, lo que comprime la diferencia. Restringida a los asalariados privados y con el ingreso bruto reconstruido, la prima salarial horaria mediana de los establecimientos de seis o más personas sobre las microempresas es de 35 %; con controles de educación, edad, sexo, área y rama de actividad, de 28 % (IC 95 %: 25–31 %), y de 18 % si además se controla la formalidad (tabla lab_g2_prima_privada.csv). Es una prima de remuneración, no una medida de productividad. La brecha de protección es mucho mayor en términos relativos: aporta a una caja de jubilación el 57 % de los asalariados privados de establecimientos de seis o más personas y el 10 % de los de microempresas.

4.4Ingresos adecuados y trabajo productivo

4.4.1Ingreso laboral real

La mediana del ingreso laboral mensual de los ocupados remunerados, en guaraníes de 2025, pasó de 1,78 millones en 2003 a 2,79 millones en 2025, un aumento de 56 % (Gráfico 4.7). La mediana del ingreso horario en la ocupación principal creció en proporción similar (de 8.762 a 13.516 guaraníes, 54 %). La trayectoria tiene tres tramos: un crecimiento acelerado entre 2009 y 2015, cuando la mediana real pasó de 2,00 a 2,74 millones; un estancamiento con retroceso entre 2015 y 2022, cuando volvió a 2,50 millones; y una recuperación desde 2023 que recién en 2025 supera el máximo de 2015. La media creció mucho menos que la mediana (20 %, de 2,95 a 3,55 millones), lo que indica una compresión de la distribución: los ingresos de la mitad inferior crecieron más que los de la cola superior.

El panel b del gráfico muestra de dónde viene esa compresión. La mediana real de los ocupados formales prácticamente no cambió en 22 años (3,57 millones en 2003, 3,60 millones en 2025), mientras que la de los informales subió de 1,52 a 2,00 millones (32 %). La mediana de las mujeres creció 70 % (de 1,47 a 2,50 millones) y la de los hombres 39 % (de 2,05 a 2,86 millones). La estabilidad de la mediana formal no significa que los formales no hayan ganado poder adquisitivo; refleja que la formalización incorporó trabajadores de menor ingreso relativo al segmento formal, lo que baja su mediana por composición.

Una advertencia sobre el deflactor. Las encuestas de 2003 a 2021 se levantaron con un calendario distinto del de la EPHC anual de 2022–2025, y el deflactor utilizado es el IPC promedio anual. Medida en múltiplos de la línea de pobreza oficial, que el INE actualiza con los precios del período de levantamiento, la mediana del ingreso laboral pasó de 2,21 líneas en 2003 a 3,07 en 2019 con la metodología anterior y de 2,90 en 2022 a 3,05 en 2025 con la vigente: la dirección y la magnitud del crecimiento son las mismas que con el IPC.

4.4.2Trabajadores pobres, bajos salarios y salario mínimo

El porcentaje de ocupados que vive en hogares pobres cayó de 39,8 % en 2003 a 14,6 % en 2019 con la metodología anterior, y de 16,4 % en 2022 a 10,2 % en 2025 con la vigente; los ocupados en pobreza extrema bajaron de 7,6 % a 2,1 % y de 3,0 % a 1,3 %, respectivamente (Gráfico 4.8). La incidencia de bajos salarios, definida por la OIT como el porcentaje de asalariados cuyo ingreso horario es inferior a dos tercios de la mediana, bajó de 31,2 % a 18,5 %; entre las asalariadas, de 33,7 % a 20,6 %, y entre los asalariados, de 29,7 % a 16,9 %. Ambas series son coherentes con la compresión de la distribución descrita arriba.

Fuente: cálculo propio sobre microdatos EPH/EPHC 2003–2025 (INE). Pobreza con líneas oficiales (no empalmar 2021–2022). Ingreso de la ocupación principal.

La relación con el salario mínimo es el hallazgo más llamativo de esta sección. El salario mínimo legal, según los decretos del Poder Ejecutivo que lo fijan (los dos últimos del período son el Decreto N.º 1909/2024 y el Decreto N.º 4122/2025), se mantuvo prácticamente constante en términos reales durante todo el período (2,89 millones de guaraníes de 2025 en 2003; 2,85 millones en 2025), con un máximo de 3,02 millones en 2007. Para cada encuesta se usa el mínimo aplicable al período de relevamiento: el vigente al 1 de noviembre en 2003–2021 y, en la EPHC anual de 2022–2025, el promedio del año ponderado por los días de vigencia de cada decreto. Los 2,85 millones de 2025 combinan, por lo tanto, los Gs. 2.798.309 vigentes hasta junio de 2025 y los Gs. 2.899.048 vigentes desde julio de 2025. Como los ingresos de la parte media de la distribución crecieron, el salario mínimo dejó de estar por encima de la mediana y pasó a ubicarse algo por debajo de ella. El índice de Kaitz en su versión estándar —cociente entre el mínimo, que es un salario bruto de jornada completa, y la mediana del ingreso bruto de los asalariados privados que trabajan 40 horas o más— bajó de 1,17 en 2003 a 0,93 en 2013 y es de 0,95 en 2025. Si se divide, en cambio, por la mediana del ingreso neto de todos los asalariados privados, incluidos los de jornada parcial (entre 13 % y 18 % de ellos según el año), el índice resulta unos siete centésimos más alto (1,25, 1,00 y 1,02), porque ambos sesgos lo inflan; la tendencia es la misma.

Conviene separar dos indicadores que suelen confundirse. El primero es descriptivo: en 2025 el 56,3 % de los ocupados remunerados (IC 95 %: 55,3–57,4) tiene en su ocupación principal un ingreso mensual menor que el salario mínimo (72,2 % en 2003). Ese universo incluye a empleadores y trabajadores por cuenta propia, a quienes el mínimo no se aplica (el 43,0 % de quienes están por debajo), a trabajadores domésticos (11,4 %) y a asalariados de jornada parcial, para quienes el mínimo mensual no es el parámetro; además, el ingreso de los asalariados se declara neto de aportes. Sólo el 39,7 % de quienes ganan menos que el mínimo son asalariados de 40 horas o más. No es, por lo tanto, una medida de incumplimiento. El segundo sí lo es: entre los asalariados públicos, privados y domésticos que trabajan 40 horas o más, el 37,8 % (IC 95 %: 36,5–39,2) tiene un ingreso bruto menor que el mínimo. Entre los asalariados privados de jornada completa la proporción es de 38,7 % (IC 37,3–40,2), frente a 60,0 % en 2003 y 40,3 % en 2013; llega a 59,7 % entre los informales de ese grupo y a 12,6 % entre los formales. Entre los asalariados públicos de jornada completa es de 9,6 %, y entre las trabajadoras y los trabajadores domésticos de jornada completa, cuyo salario mínimo fue equiparado al general por la Ley 6338/2019 (antes era del 60 %; Centro de Documentación y Estudios, 2025), de 74,2 %; considerando a todo el servicio doméstico, incluidas las jornadas parciales, el 85,6 % tiene un ingreso menor que el mínimo. Entre los trabajadores por cuenta propia, el 75,0 % tiene un ingreso mensual inferior al mínimo, un dato que informa sobre su nivel de ingreso y no sobre el cumplimiento de una norma que no los alcanza.

4.4.3Retornos a la educación y brecha de género

La ecuación de Mincer (1974) estimada para los años 2004, 2010, 2015, 2019 y 2025, con el logaritmo del ingreso horario de la ocupación principal como variable dependiente y los años de estudio, la experiencia potencial y su cuadrado, el sexo y el área como regresores, indica que el retorno privado a un año adicional de educación entre los asalariados de 18 a 64 años pasó de 0,101 puntos logarítmicos en 2004 a 0,088 en 2025 (Cuadro 4.6 y Gráfico 4.9, panel a). Entre todos los ocupados remunerados, de 0,101 a 0,085. La caída de largo plazo es estadísticamente clara —los errores estándar están en torno a 0,002 y apenas cambian si se agrupan por unidad primaria de muestreo— pero no es monótona: el retorno bajó entre 2004 y 2010, se recuperó en 2015 (0,095 entre asalariados; 0,101 entre todos los remunerados), volvió a bajar en 2019 y alcanzó un máximo local en 2022 (0,095 y 0,097) antes de caer en 2025.

Este resultado precisa el del estudio base del Observatorio (Observatorio Económico, 2026, cap. 4), que con una corrección de Heckman y un control de formalidad encontró una caída de 0,101 a 0,085 entre 2022 y 2025. La especificación simple aplicada a todos los ocupados remunerados reproduce el mismo orden de magnitud (0,097 a 0,085), pero la serie larga muestra que 2022 fue un año de retorno alto: el descenso estructural es de 1,3 a 1,7 puntos porcentuales del retorno por año de estudio en dos décadas, no de 1,6 puntos en tres años. La lectura de fondo no cambia: en un período en que la escolaridad media de los ocupados aumentó, la recompensa salarial por cada año adicional se redujo, lo que es compatible con una expansión de la oferta de trabajadores educados más rápida que la demanda del aparato productivo y con los bajos niveles de aprendizaje que documenta el estudio base del Observatorio. También es coherente con la sección 4.3.2: la informalidad de los ocupados con educación media completa no se redujo en dos décadas.

Fuente: cálculo propio sobre microdatos EPH/EPHC (INE). Mínimos cuadrados ponderados, intervalos de confianza al 95 % con errores HC1. Ocupados de 18 a 64 años con ingreso horario positivo. Panel a en porcentaje, exp(b) − 1.

La brecha de género se mide de cuatro maneras en el panel b del Gráfico 4.9 y las cuatro cuentan historias distintas que conviene no mezclar. La brecha en la media del ingreso mensual —la que suele difundirse— bajó de 32,4 % en 2003 a 23,4 % en 2025, con un mínimo de 17,2 % en 2021. La brecha en la mediana del ingreso horario es pequeña y cayó de 4,5 % a 2,1 %: la diferencia mensual se explica en buena medida por las horas, porque las ocupadas trabajan en promedio 40 horas semanales en su ocupación principal y los ocupados 47. Pero cuando se compara a mujeres y hombres con la misma educación, experiencia y área, la brecha horaria es de 14,9 % en 2025 y se mantuvo entre 12,4 % y 18,5 % desde 2006; si además se controla por categoría ocupacional, rama y formalidad, es de 11,5 %. La comparación entre la brecha bruta y la ajustada debe hacerse con la misma medida: la diferencia de medias del logaritmo del ingreso horario sin controles es de 7,0 % en 2025 (6,3 % en 2004 y 4,6 % en 2015), la mitad de la ajustada. Que la brecha ajustada supere a la bruta indica que las mujeres ocupadas tienen mejores dotaciones observables —en particular más educación— y que la desventaja proviene de cómo se remuneran esas dotaciones, resultado coherente con la descomposición de Oaxaca-Blinder del estudio base, cuyo componente no explicado para 2025 (0,167 en logaritmos) es del mismo orden. A diferencia de ese estudio, que corrige por selección con el método de Heckman, la especificación de este capítulo no lo hace: si las mujeres que trabajan (61 % de las de 15 años y más) están positivamente seleccionadas, la brecha que enfrentaría el conjunto de las mujeres sería mayor que la medida.

4.5Jornada, estabilidad, seguridad social y diálogo social

4.5.1Jornada excesiva

El porcentaje de ocupados que trabaja habitualmente más de 48 horas semanales en el conjunto de sus ocupaciones —el límite de la jornada diurna del Código del Trabajo (Ley 213/1993)— subió de 40,3 % en 2003 a un máximo de 46,5 % en 2008 y bajó desde entonces hasta 35,7 % en 2025; quienes superan las 60 horas pasaron de 19,2 % a 13,3 % (Gráfico 4.10, panel a). Entre los hombres la jornada excesiva bajó de 45,4 % a 41,0 % y entre las mujeres de 31,5 % a 28,5 %. Los cambios más grandes ocurrieron en el servicio doméstico, donde bajó de 45,4 % a 22,5 %, y entre los asalariados privados, de 53,7 % a 42,1 %. Los empleadores mantienen jornadas excesivas en la mitad de los casos (49,9 % en 2025). La caída del servicio doméstico coincide en el tiempo con la Ley 5407/2015 de trabajo doméstico, promulgada en octubre de 2015, durante el trabajo de campo de ese año, y con su reforma por la Ley 6338/2019, pero esa coincidencia no basta para atribuirle el cambio. La serie es ruidosa y no monótona (38,7 % en 2014, 31,8 % en 2015, 36,4 % en 2016 y 33,7 % en 2017), y la composición del sector cambió: la proporción de trabajadoras y trabajadores domésticos que residen en el hogar empleador, cuyas jornadas son mucho más largas (43,2 % trabajaba más de 48 horas en 2025, frente a 21,4 % de quienes no residen allí), bajó de 17,1 % en 2008 a 5,0 % en 2025. Entre quienes no residen en el hogar empleador, la jornada excesiva bajó de 36,2 % a 21,4 % en ese período (tabla lab_g2_domesticos_residencia.csv). Separar el efecto de las leyes del de la composición exigiría un grupo de comparación, como las asalariadas del comercio de calificación similar, que este capítulo no construye.

Fuente: cálculo propio sobre microdatos EPH/EPHC (INE). Horas habituales en todas las ocupaciones; contrato: asalariados públicos, privados y domésticos, 2005–2025.

4.5.2Estabilidad: contrato escrito

La pregunta sobre el tipo de contrato existe desde 2005 para los asalariados. El porcentaje de asalariados con contrato escrito, indefinido o a plazo, pasó de 40,9 % en 2005 a 58,9 % en 2025 (Gráfico 4.10, panel b). En el sector público es prácticamente universal (99,9 %); en el privado subió de 33,3 % a 57,9 %; entre los asalariados privados de 15 a 24 años, de 19,2 % a 45,4 %. En el servicio doméstico, en cambio, sólo el 5,8 % tiene contrato escrito, apenas más que el 2,5 % de 2005. La estructura contractual del asalariado privado en 2025 es de 30,7 % con contrato indefinido, 27,3 % con contrato a plazo y 42,1 % con acuerdo verbal. El contrato escrito, sin embargo, no equivale a formalidad: en 2025 el 16,9 % de los asalariados privados tiene contrato escrito y no aporta a una caja de jubilación, la misma proporción que en 2005 (16,9 %); todo el aumento del contrato escrito se tradujo en contratos con aporte (de 16,4 % a 41,0 %), pero el núcleo de contratos firmados sin seguridad social no se redujo. Es una evidencia adicional del empleo informal dentro de empresas registradas descrito en la sección 4.3.3.

4.5.3Seguridad social

El porcentaje de ocupados que aporta a una caja de jubilación por su ocupación principal se duplicó, de 13,0 % en 2003 a 26,5 % en 2025, y el número de aportantes se triplicó, de 275.000 a 846.000 (Gráfico 4.11). Casi todo el avance provino de los asalariados privados, cuyo aporte subió de 16,4 % a 41,3 %; en el sector público se mantuvo en torno a 81 % (81,4 % en 2025), y entre los trabajadores domésticos pasó de 2,6 % a 4,9 %. Entre los independientes el aporte es nulo: 0,0 % entre los trabajadores por cuenta propia y 0,3 % entre los empleadores en 2025. La Ley 4933/2013, que autorizó la incorporación voluntaria de trabajadores independientes, empleadores, amas de casa y trabajadores domésticos al fondo de jubilaciones del IPS (ABC Color, 2013), no dejó rastro estadístico: el aporte de los cuenta propia se mantuvo entre 0,0 % y 0,4 % en todos los años desde 2014.

Fuente: cálculo propio sobre microdatos EPH/EPHC (INE). Ocupación principal. 2010: aporte consultado sólo a asalariados públicos y privados.

El gradiente por tamaño es la otra cara de la informalidad: el aporte es de 0,0 % entre quienes trabajan solos, 5,5 % en unidades de dos a cinco personas, 37,4 % en las de seis a diez, 56,9 % en las de 11 a 20, 68,5 % en las de 21 a 50 y 80,3 % en las de más de 50. Entre 2008 y 2025 el aporte aumentó en todos los tramos de seis o más personas (entre 12 y 17 puntos) y no cambió en las unidades de hasta cinco. Por quintil, pasó de 1,0 % a 5,6 % en el más pobre y de 25,8 % a 40,5 % en el más rico; por área, de 5,6 % a 15,0 % en la rural y de 18,4 % a 30,9 % en la urbana; por rama, el comercio pasó de 6,5 % a 23,3 % y la industria de 15,8 % a 37,0 %, mientras la construcción sigue en 9,1 % y la agricultura en 5,4 %. Las mujeres aportan levemente más que los hombres (27,0 % frente a 26,2 %), lo que es coherente con su mayor presencia relativa en el sector público (12,9 % de las ocupadas frente a 8,2 % de los ocupados). Entre los aportantes, el peso del IPS pasó de 49,6 % en 2007 a 72,5 % en 2025 y el de la Caja Fiscal bajó de 42,9 % a 25,0 %: la expansión contributiva fue privada.

4.5.4Derechos laborales y diálogo social

La encuesta permite aproximar dos dimensiones adicionales sólo para los asalariados. El acceso a vacaciones anuales pasó de 41,1 % en 2011 a 44,9 % en 2025: 91,6 % en el sector público, 39,3 % en el privado y 12,2 % en el servicio doméstico, donde incluso retrocedió (18,3 % en 2011). La afiliación a un sindicato o asociación de empleados, el único indicador de diálogo social disponible, bajó de 8,2 % en 2010 a 5,1 % en 2025; en el sector público pasó de 32,9 % a 27,3 % y en el privado de 3,2 % a 0,7 % (n = 15.807 asalariados en 2025). La representación colectiva de los trabajadores del sector privado es, en la práctica, inexistente. La dimensión de entorno de trabajo seguro no puede medirse con la encuesta: entre las ediciones revisadas, sólo la de 2004 preguntó si el accidente o la enfermedad tuvo causa laboral, y este estudio no dispone de una serie administrativa de accidentes de trabajo comparable.

4.6Trabajo infantil y jóvenes que no estudian ni están ocupados

4.6.1Ocupación de niños, niñas y adolescentes

El porcentaje de niños, niñas y adolescentes de 10 a 17 años ocupados al menos una hora en la semana de referencia bajó de 22,3 % en 2003 (IC 95 %: 21,0–23,6) a 11,0 % en 2025 (10,1–11,8) (Gráfico 4.12, panel a). Entre los de 10 a 13 años, por debajo de la edad mínima de admisión al empleo de 14 años, de 11,6 % a 3,3 %; entre los de 14 a 17, de 33,9 % a 19,0 %. La reducción fue mayor en las áreas rurales (de 30,5 % a 15,1 %) que en las urbanas (de 15,7 % a 9,0 %) y entre los varones (de 31,5 % a 14,6 %) que entre las mujeres (de 12,7 % a 7,2 %). Por quintil, la ocupación de 10 a 17 años del quintil 1 bajó de 27,9 % a 10,7 % y la del quintil 5 de 17,1 % a 8,3 %; la convergencia es notable.

La serie tiene dos discontinuidades de diseño que coinciden con caídas puntuales y que el Gráfico 4.12 marca. Entre 2014 y 2015, año en que se amplió la muestra, la ocupación de 10 a 13 años pasó de 8,2 % a 5,4 % (y el peso del agro en el empleo total, de 19,8 % a 18,0 %). Entre 2021 y 2022, con el paso a la EPHC anual, la de 14 a 17 años pasó de 21,9 % a 18,6 %. Esta última es en parte un efecto del calendario de entrevistas: en 2022 la ocupación de 10 a 17 años fue de 13,9 % en los hogares entrevistados en el primer semestre y de 9,9 % en los del segundo (reponderados), aunque en 2025 la relación se invirtió (9,6 % y 11,4 %). Con la serie comparable del segundo semestre, la ocupación de 10 a 17 años de 2025 es de 11,4 %, frente a 11,0 % con todas las entrevistas: la tendencia de largo plazo no depende del calendario, pero las variaciones de un año a otro en torno a 2015 y 2022 no deben leerse como cambios de la realidad.

Fuente: cálculo propio sobre microdatos EPH/EPHC 2003–2025 (INE). Trabajo infantil operativo según la edad mínima y los límites de jornada de la Ley 1680/2001.

Para aproximar el concepto estadístico de trabajo infantil (OIT, 2008) con la información disponible se construyó una medida operativa que suma a los ocupados de 10 a 13 años los adolescentes de 14 a 17 que superan los límites de jornada del Código de la Niñez y la Adolescencia (Ley 1680/2001, art. 58): 24 horas semanales entre los 14 y los 15 años y 36 horas entre los 16 y los 17. Con esa definición, el trabajo infantil bajó de 15,8 % a 5,3 % de la población de 10 a 17 años, es decir, de unos 157.000 a unos 44.000 niños, niñas y adolescentes. Entre los adolescentes de 14 a 17 años ocupados, el 39,5 % supera el límite legal de horas (59,9 % en 2003). La medida es una cota inferior: la encuesta no capta a los menores de 10 años, no identifica las ocupaciones peligrosas que enumera la normativa ni registra el trabajo doméstico no remunerado en el propio hogar, y subrepresenta a la población indígena. La Encuesta Nacional de Actividades de Niños, Niñas y Adolescentes de 2011, diseñada específicamente para medir trabajo infantil, encontró que uno de cada cuatro niños, niñas y adolescentes de 5 a 17 años era económicamente activo y que 46.993 estaban en situación de criadazgo (UNICEF Paraguay, 2015); la MICS 2016, con umbrales de UNICEF, situó el trabajo infantil de 5 a 14 años en 25,8 %, según el capítulo 11.

El trabajo de los adolescentes es cada vez menos incompatible con la escuela. La asistencia escolar de los ocupados de 10 a 17 años subió de 62,4 % a 81,3 % y la proporción de quienes trabajan y no asisten cayó de 8,4 % a 2,1 % del grupo de edad; las horas medias de los ocupados de esta edad bajaron de 36,4 a 30,0. La composición también cambió: los familiares no remunerados pasaron de 50,7 % a 31,8 % de los ocupados de 10 a 17 años y el agro de 48,6 % a 21,6 %. El trabajo infantil dejó de ser predominantemente rural y familiar para volverse, en mayor proporción, urbano y remunerado, lo que cambia los instrumentos relevantes: la inspección y la regulación del trabajo adolescente pesan más que antes frente a la transferencia condicionada al hogar rural.

4.6.2Jóvenes que no estudian ni están ocupados

El porcentaje de jóvenes de 15 a 24 años que no estudian ni están ocupados bajó de 22,0 % en 2003 (IC 95 %: 20,8–23,2) a 14,6 % en 2025 (13,6–15,5); el de 15 a 29 años, de 23,1 % a 15,3 % (Gráfico 4.12, panel b). El indicador es algo sensible al calendario de entrevistas: con los hogares del segundo semestre de 2025, reponderados, es de 13,8 %. La serie sigue de cerca la que publica el Banco Mundial para los años en que hay dato oficial (19,5 % en 2010, 14,6 % en 2013 y 18,6 % en 2017, frente a 19,5 %, 14,4 % y 17,8 % en el cálculo propio), aunque los indicadores no son idénticos: el del Banco Mundial (SL.UEM.NEET.ZS) sigue la definición de la OIT, que considera también la capacitación fuera del sistema educativo, y usa otros factores de expansión, mientras que el propio sólo considera la asistencia escolar. En los años con ambos datos el valor propio es hasta 0,8 puntos menor. La trayectoria no es lineal: bajó hasta 14,4 % en 2013, volvió a subir hasta valores de entre 16 % y 18 % entre 2015 y 2022, y desciende desde entonces.

La inactividad juvenil es, sobre todo, femenina y pobre. En 2025 el 22,3 % de las mujeres de 15 a 29 años no estudia ni está ocupada, frente a 8,4 % de los hombres; la brecha se redujo desde 35,9 % y 10,7 % en 2003, pero sigue siendo de casi tres a uno. Entre los jóvenes de 15 a 24 años del quintil más pobre la proporción es de 27,5 % (IC 95 %: 25,0–30,0), casi cuatro veces la del quintil más rico (7,4 %), y apenas cambió en dos décadas (31,5 % en 2003; la diferencia está en el límite de la significación estadística). La composición muestra que el núcleo del fenómeno no es el desempleo: del 15,3 % de NINI de 15 a 29 años en 2025, 3,8 puntos son desocupados que buscan trabajo, 8,4 puntos son inactivos por labores del hogar o motivos familiares y 3,1 puntos son inactivos por otras razones. Más de la mitad de la población NINI paraguaya es, por lo tanto, inactividad asociada al hogar y al cuidado, en línea con lo que de Hoyos et al. (2016) documentan para la región, donde la mayoría de los NINI son mujeres; por eso la política de empleo juvenil por sí sola no la alcanza.

4.7Paraguay en la región

Las comparaciones internacionales usan las estimaciones armonizadas de la OIT publicadas por el Banco Mundial (2026), que difieren levemente de las nacionales por ajustes de definición y de población, y el indicador de informalidad armonizado de ILOSTAT (OIT, 2026; Cuadro 4.7 y Gráfico 4.13). Tres rasgos ubican a Paraguay en el contexto sudamericano.

Primero, Paraguay tiene una de las tasas de participación más altas de la región —70,3 % frente a 62,8 % del promedio latinoamericano—, sólo superada por Bolivia y Perú, y la participación femenina más alta del Cono Sur (58,9 %), con un aumento de cinco puntos desde 2008 que contrasta con el estancamiento del promedio regional (de 50,9 % a 51,4 %). El Panorama Laboral 2025 de la OIT (2025) confirma el patrón con datos del primer semestre de 2025: 70,4 % de participación en Paraguay frente a 63,3 % en la región. Segundo, el desempleo paraguayo es bajo en términos regionales (5,7 % en 2024 y 5,2 % en el primer semestre de 2025, frente a 5,9 % y 5,8 % en la región), pero la informalidad es alta: con 67,3 % según ILOSTAT, Paraguay es el cuarto país con mayor informalidad entre los nueve sudamericanos considerados, detrás de Bolivia, Perú y Ecuador, casi duplica la de Brasil y más que duplica las de Uruguay y Chile. Tercero, el empleo vulnerable —cuenta propia y familiares no remunerados— bajó más que en el resto de la región (de 42,7 % a 36,4 % entre 2008 y 2024, frente a un promedio regional estable en torno a 31 %), lo que refleja el proceso de asalarización descrito en la sección 4.2.4.

Fuente: Banco Mundial, WDI (estimaciones modeladas de la OIT), consulta del 3 de octubre de 2026; OIT, ILOSTAT (tasa de empleo informal, indicador ODS 8.3.1, 2024); cálculo propio sobre EPHC 2025 (INE).

En perspectiva de largo plazo, la convergencia es selectiva. En participación, desempleo y empleo vulnerable, Paraguay se acercó o superó a la región. En los indicadores de estrato productivo no: el porcentaje de ocupados urbanos en sectores de baja productividad sigue casi siete puntos por encima del promedio latinoamericano (50,8 % frente a 43,9 % en 2024, según la CEPAL), y la productividad laboral —34.583 dólares de paridad de poder adquisitivo por ocupado en 2024, según el estudio base— equivale al 80 % del promedio regional y al 52 % de la uruguaya. El último dato oficial de NINI para Paraguay en las bases internacionales es de 2017; el cálculo propio para 2025 (14,6 %) ubica al país por debajo del promedio regional (18,2 %) y cerca de Uruguay y Argentina, aunque, por la diferencia de definición señalada en la sección 4.6.2, el valor comparable con el del Banco Mundial sería probablemente algo mayor (del orden de un punto).

4.8Síntesis: hallazgos, brechas e implicaciones de política

El Cuadro 4.8 ordena los hallazgos según las dimensiones del marco. La lectura de conjunto es que Paraguay resolvió buena parte del problema de cantidad de empleo y avanzó en el de ingresos en la parte baja de la distribución, pero no resolvió el de calidad: la protección social contributiva, la estabilidad contractual, la representación colectiva y el cumplimiento efectivo del salario mínimo siguen limitados al estrato moderno, que creció pero sigue siendo minoritario.

De estos resultados se desprenden implicaciones específicas, ordenadas por la evidencia que las respalda.

La primera es que la principal reserva de formalización estaría dentro de unidades ya registradas. Siete de cada diez asalariados privados informales declaran trabajar en establecimientos con RUC, y el empleo informal en unidades que, según sus trabajadores, tienen RUC equivale al 17,9 % del empleo total. A diferencia de la informalidad del cuenta propia de subsistencia, una parte sustantiva de este segmento podría identificarse con registros administrativos, algo que debe verificarse: el cruce sistemático entre el registro tributario y el registro de aportantes del IPS, por establecimiento, permitiría comprobarlo y focalizar la inspección y la asistencia en las unidades donde la brecha entre empleo declarado y aportantes es mayor. La descomposición del Recuadro 4.2 indica que esta vía —formalización dentro de los segmentos— explicó alrededor de dos tercios de la caída de la informalidad entre 2008 y 2025, y que su ritmo anual desde 2019 (0,4 puntos) fue algo menor que el de 2008–2019 (0,6 puntos), una diferencia que no es estadísticamente concluyente.

La segunda es que la política de salario mínimo opera cerca de su límite. Con un índice de Kaitz de 0,95, el mínimo legal está cerca de la mediana del ingreso bruto de los asalariados privados de jornada completa, y casi seis de cada diez asalariados privados informales de jornada completa cobran menos que él. Ajustes reales significativos probablemente ampliarían el incumplimiento en el estrato intermedio sin elevar los ingresos informales; en cambio, mantener el mínimo constante en términos reales mientras crecían los ingresos laborales, como de hecho ocurrió en las dos últimas décadas, hizo que la distribución lo alcanzara. La discusión útil no es el nivel del mínimo sino su cumplimiento en el segmento registrado, y la creación de una referencia distinta para las microempresas que no implique informalizarse.

La tercera es que el sistema contributivo no tiene una puerta de entrada efectiva para los independientes. El aporte de los trabajadores por cuenta propia es 0,0 % en 2025 y nunca superó el 0,4 % desde la Ley 4933/2013. Con un ingreso mediano del cuenta propia no calificado de 8.787 guaraníes por hora, muy inferior al equivalente horario del salario mínimo (unos 13.700 guaraníes con una jornada de 48 horas y el mínimo promedio de 2025), y con el 75,0 % de los cuenta propia con un ingreso menor que el mínimo mensual, un aporte calculado sobre el mínimo no es asequible para la mayoría. Un esquema de contribución proporcional al ingreso declarado y vinculado al registro tributario, donde ya figura una cuarta parte de los independientes (el 26,1 % tiene RUC), tendría una base potencial de cerca de un millón de ocupados por cuenta propia.

La cuarta es que el trabajo doméstico concentra los déficits de todas las dimensiones a la vez: 95,1 % de informalidad, 5,8 % con contrato escrito, 4,9 % de aporte, 12,2 % con vacaciones y 74,2 % de quienes trabajan jornada completa con un ingreso bruto menor que el mínimo, pese a la equiparación legal de 2019. La jornada excesiva del servicio doméstico bajó en el período en que se aprobaron las leyes de 2015 y 2019, pero también disminuyó el trabajo con residencia en el hogar empleador, y estos datos no permiten separar ambos factores. Las demás dimensiones requieren mecanismos de registro y pago simplificados para el empleador-hogar.

La quinta es que la brecha de género ya no es sólo de participación sino de cuidado y de remuneración. La participación femenina subió más que en el resto de la región, pero la diferencia de once puntos entre mujeres con y sin niños pequeños no se redujo en dos décadas, las mujeres aportan siete de cada diez horas de trabajo no remunerado (EUT 2016), más de la mitad de los jóvenes NINI de 15 a 29 años son inactivos por labores del hogar o motivos familiares, y la brecha horaria ajustada por capital humano se mantiene en torno al 15 %. La oferta de cuidado infantil de 0 a 5 años opera aquí como infraestructura productiva.

La sexta es que el trabajo adolescente cambió de naturaleza. Es menos rural y familiar y más urbano y remunerado, compatible con la escuela en más de ocho de cada diez casos, pero cuatro de cada diez adolescentes ocupados de 14 a 17 años superan los límites de jornada de la ley. Los instrumentos pertinentes son la inspección del trabajo adolescente y el registro de los adolescentes trabajadores, más que los dirigidos a la agricultura familiar.

La séptima es estadística. La encuesta permite medir con consistencia la mayor parte del tablero de trabajo decente, pero no el entorno de trabajo seguro ni la cobertura de la negociación colectiva, y cambió preguntas clave y el calendario de entrevistas sin dejar años de solapamiento. Un módulo periódico de condiciones de trabajo y accidentes laborales, la publicación de la variable de informalidad para todos los sectores, la difusión de la fecha o el trimestre de entrevista en los microdatos —que permitiría empalmar la serie con el cuarto trimestre—, la incorporación de la pregunta de deseo de trabajar y la estabilidad de las preguntas de aporte, RUC y disponibilidad son condiciones para que la próxima evaluación pueda atribuir cambios a políticas y no a cuestionarios.

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