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Como visto na seção anterior, as razões de sexo de taxas específicas de mortalidade são medidas úteis da desvantagem na mortalidade, por idade, de um

sexo com relação a outro (Lopez, 2003; United Nations, 1988). Entretanto, uma grande desvantagem na mortalidade em uma determinada idade não implica, necessariamente, uma grande contribuição para o diferencial total na mortalidade por sexo, ou seja, na expectativa de vida. Isto porque uma razão de sexo elevada, em determinada idade, pode ter pouco peso em termos de número esperado de anos de vida ao nascer, se a força de mortalidade nestas idades for pequena (United Nations, 1988; Glei, 2005). Assim, o objetivo desta seção é descrever quais foram os grupos etários que mais contribuíram para o hiato na mortalidade por sexo nos países desenvolvidos e como esta contribuição variou ao longo do tempo.

A despeito de algumas especificidades, os países desenvolvidos parecem ter seguido padrões semelhantes de contribuição das diversas idades para o hiato na esperança de vida entre os sexos, ao longo do tempo. Nos primeiros anos do século XX, para a maioria dos países desenvolvidos com dados disponíveis, o primeiro ano de vida foi o que mais contribuiu para o hiato na esperança de vida por sexo. Entretanto, na Finlândia, França, Suécia, Nova Zelândia e Espanha, as idades de 40 a 64 anos contribuíram com a maior parte do diferencial (de 35% a 45%). Glei (2005) propõe que este comportamento pode estar associado à mudança da estrutura da curva de mortalidade. Com o declínio da mortalidade infantil observada nestes países, houve um aumento da proporção de óbitos nas idades adultas e idosas. Conseqüentemente, tais idades passaram a ter um maior impacto na esperança de vida, contribuindo para o aumento das diferenças na mortalidade entre homens e mulheres.

Entre 1940 e 1980, em todos os países desenvolvidos verificados, os grupos etários entre 40 e 64 anos foram os que mais contribuíram para o diferencial na esperança de vida feminina e masculina (Glei, 2005; Glei & Horiuch, 2007). A contribuição variou de 36% a 50%, ao passo que a contribuição do primeiro ano de vida foi menor, situando-se entre 6% e 14% (Glei, 2005). Embora o pico das razões, observadas na seção anterior, tenha sido alto no grupo etário 15 a 24 anos, na maioria dos países, durante este período, sua contribuição para o hiato foi muito pequena, variando de 4% a 9%. Como discutido, a força de mortalidade é baixa nestas idades, apenas 5% dos óbitos em média. Isto explica este

aparente paradoxo (United Nations, 1988; Glei, 2005). Vale destacar, ainda que, entre 1950 e 1980, o grupo etário jovem (0 a 19 anos) contribuiu de forma negativa para o diferencial no Japão, na Itália e na Nova Zelândia (Glei & Horiuch, 2007).

No início dos anos 1980, na maioria dos países desenvolvidos, o grupo etário 1 a 4 anos foi o que menos contribuiu para o diferencial na mortalidade entre os sexos (United Nations, 1988; Glei, 2005). A contribuição média do grupo 0 a 1 ano ficou em torno de 4%. Para as idades acima dos 4 anos, a contribuição média apresentou uma tendência de aumento com a idade, alcançando a cifra de 21,4% entre as idades de 55 a 64 anos e 24,5% entre 65 e 74 anos. Entretanto, para o grupo 75 anos e mais, a contribuição média foi menor, situando-se em torno de 18% (United Nations, 1988). O grupo 15 a 24 anos, apesar de experimentar uma razão de sexo elevada neste período, pouco contribuiu para o diferencial, assim como observado nos anos anteriores. Porém, observa-se que nos países que experimentaram os maiores níveis do diferencial total, a contribuição deste grupo foi relativamente maior do que aqueles aonde o nível do diferencial entre as esperanças de vida não se apresentou muito elevado (United Nation, 1988).

Nos anos mais recentes, marcados pela inversão da tendência do diferencial, as idades adultas e avançadas continuaram contribuindo, em maior medida, para o diferencial na mortalidade entre os sexos. Entre 1980 e 2003, as idades acima de 40 anos contribuíram em grande parte para o hiato na mortalidade entre homens e mulheres (Glei, 2005; Trovato, 2005; Glei & Horiuch, 2007). Este resultado parece ser consistente, visto que a maioria dos óbitos se concentrava nestas idades. Nos países da antiga União Soviética esta contribuição ficou em torno de 70%, ao passo que, nos outros países, variou de 80% a 90% (Glei, 2005). Em boa parte dos países, o grupo 60 a 79 anos foi o que mais contribuiu para a redução do hiato (Glei, 2005; Trovato, 2005; Glei & Horiuch, 2007). Em contrapartida, para a maioria dos países, a contribuição do último grupo etário ainda foi no sentido de ampliação do hiato (Trovato, 2005; Glei & Horiuch, 2007). A mortalidade infantil, por sua vez, contribuiu com uma parcela muito pequena (Glei, 2005, Trovato, 2005).

Verificar como as distintas idades contribuem para o hiato na mortalidade entre os sexos confirma a hipótese de que uma grande desvantagem de um sexo, com relação ao outro (mensurado por meio das razões entre as taxas) em uma determinada idade, não implica, necessariamente, uma grande parcela de contribuição para o hiato na esperança de vida. Durante o século XIX e no início do século XX, observou-se o pico das razões entre 40 e 64 anos, ao passo que a mortalidade infantil foi a que mais contribuiu para o diferencial na expectativa de vida. Da mesma maneira, nos anos recentes, as idades avançadas tiveram um grande impacto no diferencial na esperança de vida, mesmo com a grande desvantagem masculina observada nas idades jovens em termos de razão de taxas de mortalidade. Assim, Glei (2005) afirma que as razões de sexo não são suficientes para determinar quais idades tem o maior impacto no diferencial na mortalidade. É preciso levar em consideração também a estrutura da curva de mortalidade e a distribuição de óbitos por idade.