Python 56.2%
TeX 43.7%
1# CHANGELOG — révision scientifique complète (editorial board, 2026-10-17)23WP 8 — *Prediction Markets as Arrow–Debreu Securities: Evidence from Polymarket*. Version 1.0 (May 2026, 58 p.) → **1.1 (October 2026, 44 p.)**.4État 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).56## 1. Corrections majeures (où / avant / après / pourquoi / preuve)78| # | Où | Avant (v1.0) | Après (v1.1) | Pourquoi | Preuve |9|---|---|---|---|---|---|10| 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`). |11| 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`. |12| 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`). |13| 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 |14| 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. |15| 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. |16| 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. |17| 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`. |18| 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`. |19| 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`. |20| 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`. |21| 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`. |22| 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`. |23| 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. | — |24| 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`. |25| 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. | — |2627## 2. Données : point à signaler28- 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.29- `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.30- `data/processed/` n'est pas commité (`.gitignore`) contrairement à ce qu'affirmait le README ; corrigé dans le README.3132## 3. Références33**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).3435Retirées (tests non exécutés ou non pertinents) : johansen1991, hansen1982, patell1976, boehmer1991, cong2021tokenomics, diebold2012, engle2002dynamic, fama1993, hansen1997, petersen2009, barndorff2002 (non cité après réécriture).3637Ajoutées (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).3839Corrigées : 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).4041Écartée 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.4243## 4. Réanalyses exécutées44| Script | Durée | Sortie |45|---|---|---|46| `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` |4748Contenu : 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).4950## 5. Modifications du code source51- `src/cleaning/polymarket_cleaner.py` : étiquetage par jour de clôture.52- `src/models/price_discovery.py` : sélection du retard par AIC (plus de min-p).53- `src/config.py` : correction identifiant/jeton Harris.54- `scripts/run_analysis.py` : docstring (phase 3 = v1.0, remplacée par `02_revision_analysis.py`).55- `paper/main.tex` : `algorithm2e` retiré (inutilisé).5657## 6. Non modifié faute de données (analyses recommandées, non exécutées)58Voir `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.59