# 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	§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
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
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)
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
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.