〈그림 4〉의 정보중 한계기업의 한계상태 지속기간만을 따로 떼어 보다 자세히 살펴보면 (〈그림 5〉), 상당수 한계기업이 신규 한계진입 후 장기간 한계상태를 지속한 것을 알 수있다. 한계상태 신규진입 3년, 5년, 10년 후 까지 한계상태를 지속한 기업의 비중은 각각27.4%, 14.2%, 4.2%로 상당한 수준이었다. 이는 Ⅲ장에서 살펴본 바와 같이, 재무취약상태의 현재상태 의존성으로 인해 이미 오랫동안 한계상태를 경험한 장기존속 한계기업의 한계상태 이탈률이 신규 한계기업보다 낮아, 신규 한계기업보다 미래에 추가로 더 오래 한계상태를 지속하기 때문이다. 만약 상태의존성이 존재하지 않아 재무취약상태 지속기간에 관계없이 한계상태 이탈률이 일정하다면, 3년, 5년, 10년 한계상태 지속기업 비중은 각각 13.5%, 3.6%, 0.1%에 그칠 것이다.
반면 신규 한계기업의 한계상태 지속률은 기존 연구에서 주로 제시되었던 미완료 한계기간의 횡단면 분포에 비해서는 낮았다. 2019년 현재 한계기업의 한계상태 지속기간별 횡단면 분포를 이용하여 측정할 경우, 신규진입 3년,5년, 10년 후까지 한계상태를 지속한 기업의비중은 각각 38.2%, 24.6%, 5.7%에 달하였다. 즉 실업 지속기간의 횡단면 분포가 신규 실업자의 지속기간을 과대평가(Kaitz 1970)한 것과 유사하게 횡단면 분포를 통해 측정할 경우 신규 한계기업의 한계상태 지속기간을 과대평가할 수 있다.
또한 〈그림 4〉의 정보중 한계기업의 정상전환과 재무취약상태로의 재전환을 보다 자세히 살펴본 결과는 〈그림 6〉과 같다. 신규 한계기업의 63.6%는 10년 내에 (1회 이상) 정상상태로 전환하지만, 이 중 35.9%가 재무취약,비존속 등으로 다시 전환함에 따라 10년 후에 정상상태인 기업은 27.7%에 불과하였다. 만약 기존 연구와 같이 일시적 정상화만으로 한계기업의 회생을 측정한다면 63.6%의 기업이 회생하는 것으로 판단함으로써 한계기업의 회생을 과대평가할 위험이 있다.