# CHANGELOG-REVISION.md — Journal d'audit de la révision scientifique (editorial board, 2026-10-17)

État de départ figé : tag git `pre-revision-20261017`, PDF `docs/main_pre-revision-20261017.pdf` (36 p., v1.0, July 2026).
État d'arrivée : v1.1, October 2026 — `paper/main.pdf` (43 p.), `paper/main_irfa.pdf` (50 p.), `paper/main_irfa_anon.pdf` (50 p.),
`appendix/internet_appendix.pdf` (8 p.). Rapport de l'editorial board : `docs/REVIEW-REPORT.md`.

Convention : **Où** · **Avant** · **Après** · **Pourquoi** · **Preuve**.

## 1. Corrections majeures (fond)

| # | Où | Avant | Après | Pourquoi | Preuve |
|---|---|---|---|---|---|
| 1 | §5.5, §6.2, §1 (« falsification pré-événement ») | « real-event outcomes at t−5 equal placebo levels » (affirmé, jamais chiffré) | Niveaux pré-événement rapportés : breadth 1 044 vs 1 004 ×10⁻⁴ (écart +40,3, SE 1,2) ; intensité +0,074 (SE 0,012). L'affirmation d'égalité est retirée ; l'écart est présenté comme la base de différenciation et comme un diagnostic. | L'affirmation était fausse ; les chocs réels surviennent dans des minutes d'activité transversale élevée. | `scripts/17_revision_checks.py`, `outputs/tables/table9_design_checks.{tex,csv}` (Panel A) |
| 2 | §5.1, §6.2, abstract, §1, §9 | Réponse marché « economically zero » (ΔΔ −1 à −3 ×10⁻⁴) | Réponse marché **bornée** entre ≈0 (ΔΔ) et ≈19 ×10⁻⁴ ≈ 2 % du taux de base (estimateur stratifié sur le niveau pré-événement, éq. (\ref{eq:strat})) ; le signe négatif du ΔΔ pooled attribué au retour à la moyenne des minutes à co-arrivées (3–5 événements : −8,3 (2,0) à h=30 ; minutes singleton : +1,7 (1,5) et +3,7 (1,8)) | La différenciation sur un niveau pré-événement élevé induit un biais de retour à la moyenne ; les deux estimateurs encadrent l'effet | Table 9 Panels B–C |
| 3 | §4.3, §5.3, §6.2 | Événements qualifiés d'« isolés » sans préciser qu'ils partagent souvent leur minute | Divulgation : 22 % des événements sont seuls dans leur minute ; 2,1 événements source par minute d'événement en moyenne ; estimations séparées par classe de co-arrivée | Les filtres d'isolement plafonnent la part de |z|>4 à 2 %, pas le nombre d'événements |z|≥6 | Table 9 Panel B |
| 4 | §4.6, §7.1, abstract, §1 | « network channel tripled » présenté comme fait de marché | Hausse maintenue (28→30→81→90 ×10⁻⁴) mais **explicitement confondue** avec la précision d'identification des voisins : les corrélations 1 min de 1996 (0,004) identifient mal les pairs économiques (effet Epps) ; décomposition en quatre composantes (Table 10) montrant que le contraste placebo est +200 ×10⁻⁴ (1990s) et −44 (2010s) | Lecture alternative « changement de mesure » non exclue ; analyse recommandée (voisins sur corrélations 5/30 min ou Hayashi–Yoshida) non exécutable sans données brutes | Table 10 ; `revision_checks.json` |
| 5 | §7.1 | — | Différentiel réseau sur minutes singleton : +51 (2,5) vs +64 pooled → co-arrivées de paires corrélées ≈ 1/5 de l'effet, pas la source | Alternative mécanique (co-sauts simultanés + persistance de |z|) à écarter | Table 9 Panel B |
| 6 | §7.3, §1, abstract, §9 | « tail synchronization migrated to the market-wide minute » ; « spike by orders of magnitude in 2008 and 2020 » | Comparaison inter-régime de tick **interdite** : 1992–1997 = 128 minutes sévères/1 000 et sévérité 7,1 % (> 2008 = 91 et 9,3 %) sous la même standardisation → discrétisation des prix. Claim restreinte à l'ère post-décimalisation : « roughly an order of magnitude » (2008 : 91 vs < 6 en 2006 ; 2020 : 83,7 vs 9,5 en 2017–19) | Figure F5 montre les années 1990 au-dessus de 2008 ; le texte l'ignorait | `outputs/figures/data/figF5_cojumps.csv` ; macros `\SevereEarlyNineties`, `\CoJumpSevEarlyNineties`, `\SevereGFC` |
| 7 | §6.1, §1 | « a factor of 108 » sans mise en perspective | Facteur 108 conservé mais attribué en grande partie au tick (52 % de rendements minute nuls en 1996 vs 13 % en 2024) ; déclin post-décimalisation 2002→2010s ≈ 10× (50 → 4,8 par 10 000) | Honnêteté sur le biais de discrétisation | macros `\ZeroRetNinetySix`, `\ExtremeGtOneTwoThousandTwo` |
| 8 | §6.1 | Epps : « information… now spreads within the minute » | Deux mécanismes non séparés : asynchronie/prix stagnants (Renò 2003 ; Hayashi–Yoshida 2005 ; Zhang 2011) et incorporation plus rapide ; Tóth–Kertész 2009 cité ; conséquence pour l'identification des voisins | Interprétation unilatérale | — |
| 9 | §5.3, §6.2 | Taux de base « 7 ×10⁻² » / « ~700 ×10⁻⁴ » ; MDE « 2 ×10⁻⁴ = one security per 25 events » ; « 3 ×10⁻⁴ = per 17 events » | Taux de base mesuré 0,10 (1 004 ×10⁻⁴) ; récepteurs observables 427 (237 dans les 1990s) ; MDE 2,5 ×10⁻⁴ = un récepteur par 9 événements ; hausse voisin ≈ 6 % du taux de base (64/1 004) au lieu de « nine percent » | Chiffres erronés (arithmétique incohérente avec N≈427) | macros `\BaseBreadthShare`, `\NEligMean`, `\MDEFive`, `\MDEEventsPer` |
| 10 | §4.3 | « on the order of one event per stock-week » | ≈ 2,5 par titre-semaine | 1 854 384 / (500 × 7 282/5) | macro `\EventsPerStockWeek` |
| 11 | §5.2 | « match rate exceeds 95% throughout » | 95,2 % global ; **71 % dans les années 1990** ; ≥ 96 % ensuite | Faux pour les années 1990 | macros `\MatchRate*` |
| 12 | §4.4 | Taux de base cumulé « about 53% at h=15 » | 58 % (fenêtres placebo) | Mesuré | macro `\CumBaseFifteen` |
| 13 | §8 (Robustness) | Affirmations de tests non exécutés : « range-based measures, 5- and 15-minute aggregation », « N ∈ {500,1000,3000} », « ETFs… excluded », « source shocks at |z|≥4,5,6 and receiver thresholds |z|>2,3 », « sensitivity to window width and detection thresholds is tabulated », « Internet Appendix reports the full battery » | Section réécrite : seules les 11 lignes de Table 8 + Tables 9–10 sont décrites ; les tests non exécutés listés explicitement (§8, Annexe §D) | Intégrité (master prompt §11) : aucun de ces tests n'existe dans `outputs/` ni dans les scripts (`scripts/11` ne stocke que |z|≥6 et |z|>2) | `scripts/`, `outputs/estimates/` |
| 14 | §2 (Literature) | Mentions de méthodes non utilisées : « local projections (Jordà) », « machine-learning extension (Gu–Kelly–Xiu, Sirignano–Cont, Easley et al.) », « permuted-network placebos », « transmitters, receivers, amplifiers, absorbers », « lead–lag falsification benchmark », « announcement-window propagation as a separate labeled object », « no headline result may be driven by ETFs » | Supprimées ou reformulées (ETF : « cannot be identified… stated rather than papered over ») ; 5 références devenues non citées retirées du .bib | Revue de littérature annonçant des analyses absentes | diff `02_literature.tex` |
| 15 | §4.4, §7, abstract | « jump probability », « jumps beyond 4σ » pour des dépassements |z|>2 ou >4 | Terminologie « tail exceedance / extreme move » ; « co-jump minute » conservé avec avertissement (seuils, pas tests de sauts formels Lee–Mykland / Jacod–Todorov) | Un référé en économétrie des sauts objecterait | — |
| 16 | §4.2 | Facteur saisonnier défini de façon ambiguë (« \overline{med} ») ; MAD=0 non mentionné | Éq. (4) réécrite avec u_{i,t}, médiane transversale, normalisation explicite ; exclusion MAD=0 (= filtre de stagnation, actif surtout avant 2001) ; justification Boudt–Croux–Laurent 2011 ; biais Scholes–Williams des bêtas | Équation incomplète / implémentation (`scripts/11`) non décrite | `scripts/11_detect_shocks_measure_propagation.py` |
| 17 | §4.6 | Éq. réseau : non-voisins « same over j∉N » | Dénominateur explicite N_{t+h}−|N_i|−1 ; contraste pré-événement (t−5) absent du pipeline signalé comme limite | Définition incomplète | — |
| 18 | §5.3 | Inférence : jour + mois | + bootstrap par titre (SE réseau 4,7 vs 1,8–1,9 ×10⁻⁴ ; marché insensible) | Dépendance intra-titre non traitée | Table 9 Panel D |
| 19 | §6.2 | Signed outcome défini (éq. 7) mais jamais rapporté | Rapporté (Table 9 Panel E : bruité, jamais significatif) ; asymétrie du différentiel réseau par signe (66 vs 63) | Objet défini sans résultat | Table 9 |
| 20 | §3 (Data) | Section pilote (2 figures + 1 table) dans le corps ; limites venue/licence/type de titre dispersées | Pilote déplacé en annexe (§A) ; §3 réorganisé : source, audit complet, univers (règles explicites), limites (venue, licence, types, discrétisation, dividendes non détectés mais sans effet intraday) | Lisibilité journal ; exhaustivité des limites | — |
| 21 | Titre / §1 / §9 | Réponse à « More Fragile? » implicite | Réponse explicite en trois parties (faster : oui ; wider : non, « sharper » ; more fragile : seulement au sens borné, intra-ère post-décimalisation) | Cohérence titre–résultats | — |
| 22 | Annexe §D (compute) | « approximately six hours on a single consumer-grade machine » | Retiré (non vérifiable : logs partiels) ; renvoi aux logs ; nouvelle section « Analyses not executed » | Intégrité | `logs/` |
| 23 | IRFA : Data availability ; Acknowledgments | Licence non mentionnée ; « [To be completed.] » | Licence non spécifiée → pas de redistribution ; remerciements neutres (« All errors are the author's own. ») — à compléter par l'auteur | Paquet de soumission | `main_irfa.tex` |
| 24 | highlights.tex, cover_letter.tex, title_page.tex | « ~56-fold » (périmé vs 108 dans le texte) ; « no market-wide propagation » ; `\today` | Cohérents avec v1.1 ; date October 2026 | Incohérence interne | `outputs/release/` |

## 2. Corrections éditoriales (forme)
- Abstract réécrit (3 versions synchronisées : `\WPabstract`, `main_irfa.tex`, `main_irfa_anon.tex`) ; `\WPversion` 1.0 → 1.1 ; `\WPdate` July → October 2026.
- Listes numérotées (`enumerate`) de §4.3 et §5.2 converties en prose (standard UQO).
- Équations : numérotation et références complètes (éq. (1)–(10) + (\ref{eq:strat})) ; équation réseau scindée en `align` (overfull 23 pt corrigé).
- Tableaux : placement `[htbp]` dans tous les fragments générés et dans les scripts générateurs ; `\clearpage` avant les références (les tableaux 7–10 étaient rejetés après la bibliographie).
- Commentaires LaTeX périmés (« to be added after Stages B–D ») retirés.
- Légendes : Fig. E8 (attenuation asynchrone), Fig. F4 (« other-receiver »), Fig. F5 (avertissement pré-2001), Fig. F1 (« difference-in-differences »).
- Compilation : 0 erreur, 0 citation/référence indéfinie, overfull max 7,5 pt (elsarticle, tableaux ajustés), 0 pt (article).
- Version anonyme : recherche plein texte Boucher / Simon-Pierre / UQO / Outaouais / Gatineau / spboucher / acknowledg / uqo.ca → 0 occurrence ; métadonnée auteur = « [Author identity withheld for review] ».

## 3. Références
- **110 références existantes vérifiées** une par une par résolution de leur DOI sur Crossref (2026-10-17, `outputs/diagnostics/bibliography/crossref_check_existing.json`) : titre (similarité > 0,85 pour 110/110), premier auteur, année (online-first vs print acceptée). Écarts résiduels = diacritiques/casse (Pástor, O'Hara, Aït-Sahalia, Jordà, Antón, Ben-David, Comerton-Forde, Roşu) et une coquille Crossref (« Anderson » pour Andersen et al. 2003). Aucune correction bibliographique nécessaire.
- **5 références retirées** (non citées après suppression des mentions de méthodes non utilisées) : gu2020empirical, sirignano2019universal, easley2021microstructure, jorda2005estimation, hasbrouck1991measuring.
- **19 références ajoutées**, toutes vérifiées sur Crossref (`crossref_new_candidates.json`, DOI dans le .bib) : Epps/asynchronie — Tóth & Kertész 2009 (QF, 10.1080/14697680802595668), Renò 2003 (IJTAF, 10.1142/S0219024903001839), Hayashi & Yoshida 2005 (Bernoulli, 10.3150/bj/1116340299), Zhang 2011 (JoE, 10.1016/j.jeconom.2010.03.012), Lo & MacKinlay 1990 (JoE, 10.1016/0304-4076(90)90098-E), Scholes & Williams 1977 (JFE, 10.1016/0304-405X(77)90041-1), Harris 1991 (RFS, 10.1093/rfs/4.3.389), Hansen & Lunde 2006 (JBES, 10.1198/073500106000000071) ; co-sauts — Jacod & Todorov 2009 (AoS, 10.1214/08-AOS624), Gilder–Shackleton–Taylor 2014 (JBF, 10.1016/j.jbankfin.2013.04.025), Bollerslev–Todorov–Li 2013 (JoE, 10.1016/j.jeconom.2012.08.014), Bormetti et al. 2015 (QF, 10.1080/14697688.2014.996586), Calcagnile et al. 2018 (QF, 10.1080/14697688.2017.1403141), Dungey et al. 2018 (JoE, 10.1016/j.jeconom.2017.09.002) ; saisonnalité/dérives — Boudt–Croux–Laurent 2011 (JEF, 10.1016/j.jempfin.2010.11.005), Christensen–Oomen–Renò 2022 (JoE, 10.1016/j.jeconom.2020.11.004) ; annonces/structure — Bollerslev–Li–Xue 2018 (REStud, 10.1093/restud/rdy003), Bessembinder et al. 2016 (JFE, 10.1016/j.jfineco.2016.02.011), Johnson et al. 2013 (Sci. Rep., 10.1038/srep02627).
- Total : **124 références citées, 124 entrées .bib, 124/124 vérifiées**.

## 4. Réanalyses exécutées (toutes depuis `outputs/estimates/events*/`, sans données brutes)
| Script | Durée | Sortie | Contenu |
|---|---|---|---|
| `scripts/17_revision_checks.py` (nouveau) | ≈ 2 min (Apple Silicon) | `outputs/estimates/revision_checks.json` (+ copie `outputs/diagnostics/`), `outputs/tables/table9_design_checks.{tex,csv}`, `outputs/tables/table10_network_components.{tex,csv}`, copies `paper/tables/` | niveaux pré-événement ; taux de base ; récepteurs observables ; co-arrivées ; ΔΔ et différentiel réseau par classe de co-arrivée ; estimateur stratifié ; bootstrap par titre ; réponse signée ; différentiel par signe ; composantes réseau par décennie ; taux d'appariement par décennie |
| `scripts/15_build_results_macros.py` (étendu) | < 5 s | `paper/results_macros.tex` (48 → 97 macros) | nouvelles macros pour tous les chiffres ci-dessus + divulgations co-sauts 1990s, stagnation, extrêmes 2002 |
| Vérification bibliographique (`/tmp/bibcheck/*.py`, non versionnée) | ≈ 1 min | `outputs/diagnostics/bibliography/*.json` | Crossref |

Note de reproductibilité : l'ordre de sortie de `group_by` de polars n'est pas stable, ce qui faisait varier les SE bootstrap de ±0,1 ×10⁻⁴ d'une exécution à l'autre (explique Table 4 SE 0,90 vs Table 8 SE 0,87 pour le même estimateur). `scripts/17` trie les clusters avant tirage ; les scripts 12/14/16 d'origine n'ont pas été modifiés ni relancés (données brutes requises pour les étapes amont, et les tables existantes sont conservées telles quelles).

## 5. Chiffres du texte modifiés (ancien → nouveau, justification)
- Taux de base breadth : 7 ×10⁻² → 0,10 (mesuré, placebo h=5).
- Récepteurs observables : implicite ~200 → 427 (237 en 1990s).
- MDE : 2 ×10⁻⁴ / « per 25 events » → 2,5 ×10⁻⁴ / « per 9 events ».
- Hausse du voisin en % du taux de base : « nine percent » → « six percent ».
- Événements par titre-semaine : « one » → 2,5.
- Match rate : « > 95% throughout » → 95,2 % ; 71 % (1990s) ; ≥ 96 % après.
- Base cumulée h=15 : 53 % → 58 %.
- Co-sauts : « orders of magnitude » → « roughly an order of magnitude » (2008 : 91 ; 2020 : 83,7 ; calme : < 6–9,5 par 1 000).
- Tous les autres chiffres (ΔΔ, différentiel réseau, Epps, extrêmes, splits, audit) sont inchangés.

## 6. Éléments non modifiés faute de données (voir REVIEW-REPORT §6)
Seuils |z|≥4/5 et |z|>3 ; univers top-1000/3000 ; voisins sur corrélations 5/30 min ou Hayashi–Yoshida ; contraste réseau à t−5 ; placebos de réseau permutés ; propagation dans les fenêtres d'annonces ; identification des ETF ; réconciliation des volumes (venue) ; modèle de Hawkes des minutes de co-saut.