# CHANGELOG — révision scientifique complète (editorial board, 2026-10-17)

WP 8 — *Prediction Markets as Arrow–Debreu Securities: Evidence from Polymarket*. Version 1.0 (May 2026, 58 p.) → **1.1 (October 2026, 44 p.)**.
État avant révision : tag git `pre-revision-20261017`, `docs/main_pre-revision-20261017.pdf`. Toute statistique nouvelle provient de `scripts/02_revision_analysis.py` (sortie `results/revision_stats.json`, tables `results/tables/*.tex`, figures `figures/`), exécuté hors ligne sur `data/raw/` (≈ 1 min).

## 1. Corrections majeures (où / avant / après / pourquoi / preuve)

| # | Où | Avant (v1.0) | Après (v1.1) | Pourquoi | Preuve |
|---|---|---|---|---|---|
| 1 | Données, toutes analyses | Les points quotidiens de `prices-history` (horodatés 00:00 UTC du jour t+1) étaient étiquetés jour t+1. | Étiquetés jour t (le jour UTC qu'ils clôturent) ; `src/cleaning/polymarket_cleaner.py` et `02_revision_analysis.load_history`. | La clôture Polymarket du jour t est observée ~3–4 h après la clôture US du jour t ; l'ancien étiquetage décalait d'un jour toutes les comparaisons avec SPY/VIX/TNX/BTC et avec les dates d'annonce (le FOMC de 14 h ET tombait au « jour −1 »). | Horodatages bruts : `2025-12-11 00:00:17 UTC`, pas médian 86 401 s (`data/raw/polymarket/price_history_*.json`). |
| 2 | Tableau 3 (complétude) | Moyenne Σ = 1,0205, écart-type 0,0527, « max absolute deviation » 0,5700, 146 obs. | Moyenne **1,0167**, ÉT **0,0261**, médiane 1,0093, max 1,108, T = 146 (jour de cotation initiale exclu). Avec le jour initial : 1,0204 / 0,0525 / 0,570 (= v1.0). | Le 10 déc. 2025 (création du marché, 21:45 UTC) porte des cotes amorcées (0,15/0,50/0,575/0,25/0,095, Σ = 1,57) avant toute transaction : artefact, pas une violation d'arbitrage. | `revision_stats.json → completeness.fed / fed_incl_listing`. |
| 3 | §Théorie, §Résultats | « Σ > 1 attribuable aux coûts de transaction et à la valeur temps de l'argent » ; « implied discount factor 1.0205 ». | La valeur temps **abaisse** Σ sous 1 (borne basse e^{−rτ}, moyenne 0,989) ; bornes exécutables asymétriques e^{−rτ}−c ≤ Σ ≤ 1+c dérivées des mécanismes mint/convert ; ligne « implied discount factor » supprimée. | Erreur de signe économique ; un facteur d'actualisation > 1 n'a pas de sens. | Carnet d'ordres 22 mai 2026 : Σ bids 0,999, Σ asks 1,004, Σ mids 1,0015 = clôture enregistrée (`orderbook`). |
| 4 | §Données, Annexe A | Taux des fonds fédéraux « 4,25–4,50 % » sur l'échantillon. | DFF 3,89 % → 3,64 % le 11 déc. 2025, 3,62 % en mai 2026 (borne haute de la fourchette 3,75 %). | Vérifié sur `data/raw/fred/fed_funds_rate.csv`. | idem |
| 5 | Résumé, intro, conclusion | « Hasbrouck information shares », « Treasury futures », « 15–45 minutes ahead », « Amihud illiquidity ratios rival established markets ». | Retirés. Données quotidiennes, pas de futures (TNX = indice de rendement 10 ans), pas de volume quotidien ; séries non cointégrées ⇒ parts d'information non définies. | Aucun de ces calculs n'existait dans le code ni dans les résultats. | `src/models/price_discovery.hasbrouck_information_shares` jamais appelée ; `data/raw/yahoo/` = SPY, VIX, TNX, BTC, ETH. |
| 6 | Tableau 4 / étude d'événements | CAR par contrat (rendements simples), K = 2 FOMC / 3 CPI, t à 1–2 ddl ; libellés du texte ≠ libellés du tableau (« 50+ bps decrease −0,615 » vs tableau « 25 bps decrease » ; « 25 bps decrease −0,999 » vs tableau « 25 bps increase »). | Analyse « jour d'annonce » : ΔE^Q[Δr] (pb) et Δp(No change) (pp) pour **13** publications (4 FOMC, 4 CPI, 5 emploi) ; ratios de variance, Brown–Forsythe, Mann–Whitney ; week-end vs semaine. | Puissance nulle de l'ancien test ; fenêtre d'estimation de 60 jours excluait 2 FOMC et 2 CPI ; rendements simples sur des contrats à 0,005 $ dominés par le tick. | `events.records`, `announcement`. Résultats : VR 4,85 (p_BF 0,008) pour ΔE^Q ; 14,2 (p < 0,001) pour Δp. |
| 7 | Tableau 5 (Granger) | Fed→VIX F = 4,96 (p = 0,001), VIX→Fed F = 2,73 (p = 0,049), Fed→SPY F = 2,42 (p = 0,072), « lag selected by AIC ». | Avec calendrier corrigé, grille des jours de bourse US, ordre choisi par AIC/BIC/HQIC (= 0 ⇒ p = 1), tests HAC : **aucun rejet** à 10 % (p de 0,19 à 0,90). Avec le calendrier corrigé mais l'ancienne sélection « p minimal sur 1–5 » : p = 0,064 / 0,370 / 0,258. | Le code (`granger_causality_matrix`) choisissait le retard au **p-value minimal** (data mining) ; décalage d'un jour ; rendements Polymarket calculés sur 7 jours et fusionnés avec une grille de 5 jours (changement du lundi = dimanche→lundi). | `granger.pairs`, `granger.min_p_over_lags_aligned`. Code corrigé : sélection par AIC. |
| 8 | Tableau 6 (VAR) | Seule la constante figurait (l'AIC avait choisi 0 retard, non signalé). | VAR(1) à 5 variables (ajout du rendement 10 ans), t HAC, R². | Table inexploitable en v1.0. | `table6_var.tex`. |
| 9 | §7.5 élection | « Trump converged to a final price of 0.58 … post-resolution … settlement delay … oracle ». | L'échantillon s'arrête à la clôture du 5 nov. 2024 (00:00 UTC 6 nov. = 19 h ET, avant les résultats) ; 0,58 = dernier prix pré-résultat. Ajout de Σ sur 17 contrats (moy. 1,0146), faits datés (14–15 juil., 21 juil., 10 sept.). | Lecture erronée des données. | `price_history_2174263314346390.json` dernier point 2024-11-06 00:00:02 UTC ; `election`. |
| 10 | Tableau 1 | 20 marchés sans rapport (Rubio 2028, PSG, Stranger Things…), Obs = 0, prix vides (issu de `discovered_markets.json[:20]`). | Les 5 contrats Fed + 17 contrats élection réellement analysés (volume, liquidité, T, premier/moyen/min/max/dernier prix). | Table hors sujet. | `table1_descriptive_stats.tex`. |
| 11 | §Robustesse (v1.0) | Market model, Patell, fenêtres étroites, sous-échantillons, Student-t, EGARCH, « cross-market arbitrage », Johansen, GMM de Hansen, VIF, Ljung–Box décrits avec résultats chiffrés (p = 0,082 ; γ 0,28–0,32 ; VIF 1,34/2,87/2,41 ; kurtosis 4,2 ; ADF −7,2 à −11,4). | Supprimés. Remplacés par des vérifications **exécutées** : Student-t (Tableau 8), ordres de retard fixes, ±75 pb, jour initial, coût 1 ¢, Roll comme coût, demi-échantillons, Δp(No change) comme variable Polymarket. | Aucun de ces calculs n'était produit par le code ; chiffres non reproductibles. | `sensitivity` dans `revision_stats.json`. |
| 12 | Tableau 7 (GARCH) | « Strong evidence » d'effet de levier, γ₁ = 0,304, « negative shocks increase variance by 30 % more » ; AIC 940,7 → 894,2. | Jour initial exclu, rendements log, erreurs QML : ARCH-LM(5) = 4,92 (p = 0,43) — pas d'effet ARCH ; estimations en bord d'espace (ω ≈ 0, α = 0, persistance 1) ; γ₁ = 0,304 (ET robuste 0,72, normal) ; Student-t ν < 3. Interprétation « 30 % de plus » corrigée (α = 0 ⇒ seuls les chocs négatifs alimentent la variance). Déplacé en annexe. | Inférence non fondée ; sur-interprétation. | `garch`. |
| 13 | Tableau 8 (HAR) | RV^(w), RV^(m) décrits comme moyennes mais codés comme racines de sommes de carrés ; R² 0,106. | Définitions standard de Corsi (moyennes sur 5 et 22 jours), |r| et r² ; R² 0,152 (|r|), 0,021 (r²) ; β_w = 0,63 (t = 2,24). | Incohérence code/texte. | `har`. |
| 14 | §Données | « log returns » ; « trading days » ; « 17 contrats sur 307 trading days ». | Le code utilisait `pct_change` (rendements simples) ; jours **calendaires** (Polymarket cote 7 j/7, 42 week-ends) ; 304 jours complets après exclusion du premier. | Cohérence code/texte. | — |
| 15 | Métadonnées, p. titre | Version 1.0, May 2026 ; sous-titre « Price Discovery, Market Completeness, and Information Aggregation… » ; JEL G13, G14, D47, D53, C58. | Version 1.1, October 2026 ; sous-titre « State Prices, No-Arbitrage Bounds and Macroeconomic News in Blockchain-Based Contingent Claims » ; mots-clés 7 ; JEL G13, G14, E52, D47, C58. Résumé réécrit. | Conformité aux résultats. | `paper/main.tex`. |
| 16 | Structure | 58 pages ; revue de littérature de 8 sous-sections ; 4 hypothèses dont volatilité en résultat principal. | 44 pages ; littérature resserrée + cadre institutionnel ; 3 hypothèses ; volatilité en Annexe A ; Annexe C « Reconciliation with the Earlier Version ». | Longueur et hiérarchie des résultats. | — |

## 2. Données : point à signaler
- Contrat « AOC » (élection) : un unique print à 0,50 le 9 avril 2024 (clôtures voisines 0,0015–0,0020) ⇒ Σ = 1,515 ce jour-là ; conservé, signalé dans la note du Tableau 3 et de la Fig. 10, statistiques médianes insensibles.
- `src/config.py` : le marché 253596 (Ron DeSantis) était étiqueté « Kamala Harris » (Harris = 253597) ; le nettoyeur utilisait les jetons de l'événement et n'était pas affecté. Corrigé.
- `data/processed/` n'est pas commité (`.gitignore`) contrairement à ce qu'affirmait le README ; corrigé dans le README.

## 3. Références
**Avant : 50 entrées** (8 non citées : cong2021, diebold2012, engle2002, fama1993, hansen1997, petersen2009, makarov2020, wolfers2006 ; `harvey2021defi` typée `@article` avec `publisher`). **Après : 62 entrées, toutes citées, toutes vérifiées** (Crossref `api.crossref.org/works` ou page éditeur, DOI inscrit sauf AER 1945/1980, JEL 1997, livres sans DOI).

Retirées (tests non exécutés ou non pertinents) : johansen1991, hansen1982, patell1976, boehmer1991, cong2021tokenomics, diebold2012, engle2002dynamic, fama1993, hansen1997, petersen2009, barndorff2002 (non cité après réécriture).

Ajoutées (29, vérification Crossref sauf mention) : wolfers2006interpreting (NBER w12200, 10.3386/w12200) ; wolfers2006theory (NBER w12083) ; snowberg2007partisan (QJE 122(2), 10.1162/qjec.122.2.807) ; page2013calibrated (EJ 123(568), 10.1111/j.1468-0297.2012.02561.x) ; rothschild2009forecasting (POQ 73(5), 10.1093/poq/nfp082) ; rhode2004historical (JEP 18(2), 10.1257/0895330041371277) ; ottaviani2015price (AER 105(1), 10.1257/aer.20120881) ; hanson2003combinatorial (ISF 5(1), 10.1023/A:1022058209073) ; hanson2006manipulation (JEBO 60(4), 10.1016/j.jebo.2004.09.011) ; tetlock2008liquidity (SSRN 10.2139/ssrn.929916) ; croxson2014information (EJ 124(575), 10.1111/ecoj.12033) ; ng2025price (SSRN 5331995, 10.2139/ssrn.5331995) ; chernov2025comovement (NBER w33339, 10.3386/w33339) ; reichenbach2025exploring (SSRN 5910522) ; kuttner2001monetary (JME 47(3), 10.1016/S0304-3932(01)00055-1) ; gurkaynak2005actions (IJCB 1(1) — vérifié sur ijcb.org/journal/ijcb05q2a2.htm, version FEDS 10.17016/feds.2004.66 dans Crossref) ; bernanke2005explains (JF 60(3), 10.1111/j.1540-6261.2005.00760.x) ; piazzesi2008futures (JME 55(4), 10.1016/j.jmoneco.2008.04.003) ; nakamura2018high (QJE 133(3), 10.1093/qje/qjy004) ; rigobon2004impact (JME 51(8), 10.1016/j.jmoneco.2004.02.004) ; ederington1993markets (JF 48(4), 10.1111/j.1540-6261.1993.tb04750.x) ; andersen2003micro (AER 93(1), 10.1257/000282803321455151) ; french1986stock (JFE 17(1), 10.1016/0304-405X(86)90004-8) ; gonzalo1995estimation (JBES 13(1), 10.1080/07350015.1995.10524576) ; baillie2002price (JFM 5(3), 10.1016/S1386-4181(02)00027-7) ; yan2010structural (JFM 13(1), 10.1016/j.finmar.2009.09.003) ; cong2023wash (Mgmt Sci 69(11), 10.1287/mnsc.2021.02709) ; lutkepohl2005new (Springer, 10.1007/978-3-540-27752-1) ; dickey1979distribution (JASA 74(366), 10.1080/01621459.1979.10482531) ; jarque1980efficient (Econ. Letters 6(3), 10.1016/0165-1765(80)90024-5).

Corrigées : harvey2021defi → `@book` ; snowberg2013prediction → `@incollection` vol. 2A, DOI 10.1016/B978-0-444-53683-9.00011-6 ; DOI ajoutés et vérifiés pour 23 entrées existantes (Arrow 1964, Ross 1976, Fama 1970, Kyle 1985, Glosten–Milgrom 1985, Roll 1984, Amihud 2002, Madhavan 2000, Hasbrouck 1995/2003, Engle 1982, Bollerslev 1986, GJR 1993, Nelson 1991, Corsi 2009, ABDL 2001/2003, Granger 1969, Sims 1980, Newey–West 1987, White 1980, Akaike 1974, Schwarz 1978, Makarov–Schoar 2020, Manski 2006, Berg et al. 2008, Arrow et al. 2008, Wolfers–Zitzewitz 2004).

Écartée faute de source vérifiable : Gjerstad (2005) « Risk aversion, beliefs, and prediction market equilibrium » (absente de Crossref) ; Forsythe et al. (1992, AER) non retrouvée dans Crossref, non ajoutée.

## 4. Réanalyses exécutées
| Script | Durée | Sortie |
|---|---|---|
| `scripts/02_revision_analysis.py` (nouveau) | ≈ 11 s | `results/tables/table1…table9.tex`, `results/revision_stats.json`, `figures/fig1,2,3,4,5,7,9,10,11,12` (PDF+PNG), `data/processed/*_aligned.parquet`, `trading_day_panel.parquet` |

Contenu : panels Fed/élection ré-étiquetés ; statistiques de Σ (avec/sans jour initial, bornes actualisées via DFF, ADF, AR(1), pente sur τ) ; carnet d'ordres ; densité risque-neutre et E^Q[Δr] ; analyse des 13 publications ; Granger/VAR (5 variables, grille jours de bourse, AIC/BIC/HQIC, HAC) + réplication de l'ancienne procédure min-p sur données alignées ; GARCH/GJR normal et Student-t (QML), ARCH-LM, Ljung–Box ; HAR |r| et r² ; Roll ; sensibilités (§7.2–7.3).

## 5. Modifications du code source
- `src/cleaning/polymarket_cleaner.py` : étiquetage par jour de clôture.
- `src/models/price_discovery.py` : sélection du retard par AIC (plus de min-p).
- `src/config.py` : correction identifiant/jeton Harris.
- `scripts/run_analysis.py` : docstring (phase 3 = v1.0, remplacée par `02_revision_analysis.py`).
- `paper/main.tex` : `algorithm2e` retiré (inutilisé).

## 6. Non modifié faute de données (analyses recommandées, non exécutées)
Voir `docs/REVIEW-REPORT.md` §6 : historiques intraday (fidelity 1/60 min) et futures fed funds / OIS pour la découverte des prix ; carnets d'ordres historiques pour tester les bornes jour par jour ; coupe transversale de groupes neg-risk (autres réunions FOMC) ; test d'étalonnage sur marchés résolus ; parts d'information Hasbrouck entre prix direct et prix synthétique (1 − Σ autres) au sein d'un groupe.