# REVIEW-REPORT.md — Rapport de l'editorial board (microstructure, haute fréquence, contagion/co-sauts, économétrie financière)

Papier : WP 15 — Faster, Wider, More Fragile? The Evolution of Intraday Shock Propagation in U.S. Equity Markets, 1992–2026 Révision : 2026-10-17, v1.0 (July 2026, 36 p.) → v1.1 (October 2026, 43 p. ; version IRFA 50 p.) Journal d'audit : docs/CHANGELOG-REVISION.md · Réanalyses : scripts/17_revision_checks.py

# 1. Appréciation générale

Le papier assemble un panel minute exceptionnel (7,69 G barres, 81 306 tickers, 1992–2026, titres radiés inclus), l'audite avec un soin rare (calendrier XNYS exact, DST, 100 violations OHLC, 10 128 doublons, 6 944 événements de fractionnement) et pose une question économique nette. Le dispositif — chocs résiduels ±6 MAD, filtres d'isolement, placebos appariés intra-titre, différence de différences, bootstrap par jour, contraste voisins/non-voisins sur réseau retardé — est transparent et entièrement généré par scripts. La version 1.0 souffrait cependant de trois défauts que des rapporteurs d'IRFA/JFM/JFEC auraient relevés immédiatement : (i) plusieurs affirmations de falsification ou de robustesse n'étaient pas étayées par des sorties existantes (égalité des niveaux pré-événement, tests |z|≥4/5, |z|>3, top-1000/3000, mesures range-based, exclusion des ETF, placebos de réseau permutés, projections locales, extension ML) ; (ii) le récit « la fragilité a migré vers la minute » ignorait que, sous la même standardisation, les années 1990 produisent plus de minutes « sévères » que 2008 (artefact de discrétisation des prix) ; (iii) l'« triplement du canal réseau » était présenté sans discuter que les corrélations 1 min des années 1990 (0,004 en 1996) identifient mal les voisins. La révision corrige ces points, ajoute deux tableaux de diagnostics recalculés depuis les fichiers d'événements stockés, encadre la réponse marché entre deux estimateurs, et réécrit les sections dans un anglais académique sobre.

# 2. Diagnostic par section

Section	Forces	Faiblesses / erreurs (v1.0)	Traitement (v1.1)
Abstract	Trois faits clairs, chiffres macro-générés	« economically zero » non borné ; « orders of magnitude » ; « transmit the systemic » non démontré	Réécrit : borne 0–2 % du taux de base ; « roughly ten times » ; caveat Epps sur le triplement
1 Introduction	Tension théorique bien posée ; contributions explicites	Pas de réponse explicite au titre ; « pre-event window shows no abnormal response » faux ; « factor of 108 » sans mention du tick	Réponse en trois parties ; niveaux pré-événement divulgués ; déclin post-décimalisation ≈ 10×
2 Littérature	110 références vérifiées, organisées par courants	Annonce de méthodes non utilisées (local projections, ML, permuted networks, rôles transmetteurs/absorbeurs, benchmark lead–lag) ; absence des travaux sur asynchronie (Renò, Hayashi–Yoshida, Zhang, Tóth–Kertész), tests de co-sauts (Jacod–Todorov, Gilder et al.), synchronisation collective (Calcagnile et al., Bormetti et al.), périodicité robuste (Boudt et al.), dérives (Christensen–Oomen–Renò 2022)	Élaguée et enrichie (19 ajouts vérifiés, 5 retraits) ; nouvelle sous-section « Lead–lag, asynchronous trading, and the Epps effect »
3 Données	Audit exemplaire	Section pilote dans le corps ; venue, licence, types de titres, dividendes, discrétisation dispersés ; commentaires LaTeX périmés	Pilote → annexe ; sous-sections Source / Audit / Universes / Limitations ; règles d'univers explicitées
4 Mesure	Discipline de retard stricte ; définitions complètes	Facteur saisonnier mal écrit ; exclusion MAD=0 non documentée ; « one event per stock-week » (réalité 2,5) ; « 7 % » taux de base (réalité 10 %) ; « jump » pour	z
5 Design	Estimand DiD clair, placebo bien construit	« match rate > 95 % throughout » (71 % en 1990s) ; MDE et arithmétique « per 25/17 events » fausses ; pas de clustering par titre ; « falsification » pré-événement affirmée	Estimateur stratifié (éq. 11) ; MDE 2,5 ×10⁻⁴ = 1 récepteur/9 événements ; bootstrap par titre ; batterie de diagnostics reformulée
6 Résultats	Null puissant, uniforme par décennie	ΔΔ négatif significatif à h=30 (t≈−3) non expliqué ; Epps interprété unilatéralement ; extrêmes 2020 sans caveat de composition (ETF à levier)	Table 9 : retour à la moyenne des minutes à co-arrivées ; borne 0–19 ×10⁻⁴ ; Epps : deux mécanismes ; caveat composition
7 Mécanismes	Différentiel réseau +64 (t≈34) ; co-sauts	Triplement sans caveat de mesure ; contraste placebo « ≈ 0 » faux par décennie (+200 / −44) ; 1990s > 2008 sur la série sévère ignoré ; « nine percent » (réalité 6 %)	Table 10 (composantes) ; singleton +51 ; deux lectures explicitées ; comparaison inter-régime interdite ; sévérité « roughly an order of magnitude »
8 Robustesse	Table 8 solide (11 designs)	Six familles de tests revendiquées sans sortie	Seuls les tests exécutés décrits ; liste des non-exécutés (§8 et Annexe §D)
9 Conclusion	Implication pour la surveillance	« Fragility migrated from securities to minutes » surinterprété	Réponse bornée au titre ; extensions hiérarchisées
Annexe	Audit étendu, figures E2–E9	« six hours » non vérifiable ; tabP1 dupliquée	Pilote regroupé ; section « Analyses not executed »

# 3. Méthodologie — verdict point par point (master prompt §3)

Spécification justifiée : oui pour le DiD placebo ; la version 1.0 omettait le biais de retour à la moyenne induit par la sélection sur un niveau ambiant élevé. Corrigé par l'estimateur stratifié et l'analyse par co-arrivée (Table 9).
Hypothèses d'estimation explicites : bêta mensuel retardé, MAD, facteur saisonnier médian transversal — désormais entièrement écrits ; biais Scholes–Williams mentionné et absorbé par le placebo.
Variables définies : oui ; « jump » remplacé par « tail exceedance » ; dénominateurs explicites.
Effets fixes : non applicables (design en moyennes appariées) ; le placebo intra-titre × minute-du-jour × mois joue ce rôle. Mentionné.
Dépendance temporelle/transversale : bootstrap par jour (78 % des événements partagent leur minute avec un autre événement) ; ajout du bootstrap par titre (SE réseau 1,9 → 4,7 ×10⁻⁴, t > 13) et du bootstrap par mois existant.
Erreurs-types : correctes (ratio de sommes rééchantillonné par grappes) ; non-déterminisme de l'ordre group_by corrigé dans scripts/17 (documenté pour 12/14/16).
Construction de l'échantillon : transparente ; taux d'appariement par décennie désormais rapporté.
Robustesse face aux vraies menaces : tick (post-2002), annonces, crise/calme, seuils supérieurs, non-common, co-arrivées, clustering, placebo réseau. Menaces non traitées faute de données brutes : identification des voisins (Epps), ETF, venue.
Interprétation des coefficients : magnitudes rapportées en % du taux de base mesuré (6 % pour les voisins ; ≤ 2 % marché).
Significativité statistique vs économique : distinguée (ΔΔ −3,1 (1,1) à h=30 significatif mais économiquement nul et attribué au retour à la moyenne).
Langage causal : « predictive propagation », « association » ; le triplement est présenté comme « at least tripled along the measured network » avec deux lectures.

# 4. Qualité des données — verdict

Source HF non officielle (agrégation de Finnhub) : provenance documentée, snapshot épinglé par checksum, licence absente → non-redistribution (désormais dans §3, dans la déclaration de disponibilité des données IRFA et dans la checklist). Venue consolidée vs unique : inconnue (prints post-clôture suggèrent inclusion hors bourse) — explicité. Survivorship : titres radiés présents (22–26 % de persistance 1992→2009/2025, 800–1 600 sorties/an) mais capture jusqu'au dernier jour non vérifiable — explicité. Fractionnements : écran overnight conservateur, fenêtre ±1 jour ; dividendes non détectés mais sans effet sur des rendements intrajournaliers — explicité. Barres manquantes = absence de transaction ; dénominateurs sur récepteurs observables (427 en moyenne, 237 dans les 1990s) — chiffré. Discrétisation : 52 % de rendements minute nuls en 1996 (13 % en 2024) ; MAD=0 → exclusion ; aucune comparaison inter-régime sur les séries de seuil.

# 5. Littérature

110 références existantes : toutes vérifiées sur Crossref par DOI (titre, premier auteur, année) — aucune correction nécessaire (écarts = diacritiques, « Anderson » = coquille Crossref).
19 ajouts (DOI dans references.bib, liste dans CHANGELOG §3) : Epps/asynchronie, tests de co-sauts, synchronisation collective, périodicité robuste, dérives, annonces, résilience, « machine ecology ».
5 retraits (non cités après élagage).
Total 124, 124/124 vérifiées. Les suggestions Kyle–Obizhaeva 2016, Barrot–Kaniel–Sraer 2016 et Menkveld–Zoican 2017 ont été vérifiées sur Crossref mais non ajoutées (pas de phrase qu'elles étayeraient sans forcer le propos).

# 6. Résultats — incohérences trouvées et corrigées

Voir CHANGELOG §1 (24 entrées) et §5. Les plus importantes : niveaux pré-événement (égalité affirmée, écart +40 ×10⁻⁴ mesuré) ; taux de base 7 % → 10 % ; MDE ; « nine percent » → « six percent » ; match rate ; co-sauts 1990s ; highlights « 56-fold » périmés ; \today sur la page titre IRFA.

# 7. Réanalyses exécutées

scripts/17_revision_checks.py (≈ 2 min, depuis outputs/estimates/events*/, sans données brutes) → Table 9 (diagnostics de design, 5 panels) et Table 10 (composantes du différentiel réseau par décennie) ; 49 nouvelles macros ; résultats : pré-événement +40,3 (1,2) ; stratifié +19,5 (0,9) à h=5 ; singleton ΔΔ +1,7 (1,7) / réseau +51 (2,5) ; co-arrivées 3–5 : −8,3 (2,0) à h=30 ; SE par titre 4,7 ; signé jamais significatif ; différentiel par signe 66/63 ; contraste placebo par décennie +200/−41/−44/+68.

# 8. Analyses recommandées, NON exécutées (données brutes ou externes requises)

Voisins sur corrélations résiduelles 5/30 min ou estimateur Hayashi–Yoshida (priorité 1 : tranche entre « transmission plus forte » et « réseau mieux mesuré »).
Contraste réseau à t−5 (anticipation / nouvelles communes graduelles).
Seuils source |z|≥4/5 ; seuil récepteur |z|>3 ; univers top-1000/3000.
Placebos de réseau permutés préservant secteur/liquidité.
Propagation dans les fenêtres d'annonces (objet séparé).
Identification des ETF (security master externe) et exclusion ; composition top-1000 en 2020–21.
Réconciliation des volumes avec le consolidated tape (venue).
Tests formels de sauts (Lee–Mykland) et de co-sauts (Jacod–Todorov) sur un sous-échantillon ; modèle de Hawkes des minutes de co-saut.
Appariement des placebos sur le niveau pré-événement (au lieu de la stratification ex post).
Scan de nouveauté 2018–2026 à refaire juste avant soumission.

# 9. Limites restantes

Pas de cotes/profondeur/flux ; identité par ticker ; venue et licence inconnues ; discrétisation pré-2001 ; réseau identifié sur corrélations 1 min ; co-arrivées fréquentes ; série de co-sauts non attribuée (nouvelles vs endogène) ; non-déterminisme résiduel des SE dans les scripts 12/14/16 (±0,1 ×10⁻⁴).

# 10. Maturité pour publication

Revue cible : IRFA — adéquation bonne (empirique, données massives, microstructure/contagion). Paquet outputs/release/ régénéré (manuscrit 50 p., anonyme, highlights, lettre, page titre, annexe en ligne). Remerciements/financement à compléter par l'auteur ; scan de nouveauté à refaire ; vérifier le Guide for Authors du jour.
Risques de rejet : (a) un rapporteur exigera la robustesse de la hausse du canal réseau à l'identification des voisins (analyse 1 ci-dessus) — le papier l'annonce honnêtement mais ne la fournit pas ; (b) source de données non standard (pas TAQ/CRSP) et venue inconnue ; (c) 50 pages en elsarticle — envisager de déplacer Tables 9–10 ou les figures descriptives en annexe si la revue impose une limite ; (d) la question du titre reçoit une réponse nuancée (« more fragile » seulement au sens borné) — c'est une force scientifique mais un rapporteur pourrait juger le titre vendeur ; un sous-titre ou la conservation du point d'interrogation (actuel) suffit.
Verdict : publiable après révision mineure à modérée dans IRFA/JFM ; pour JFEC/JoE, l'analyse 1 et des tests formels de co-sauts seraient nécessaires. Ne pas déposer sur SSRN avant d'avoir fait l'analyse 1 si l'auteur souhaite maintenir le « triplement » comme résultat phare.