摘 要 為了探討?yīng)勝p動機(jī)和競爭情境對自我欺騙的影響，實驗1 采用前瞻范式探索自我欺騙效應(yīng)及獎賞動機(jī)對自我欺騙的影響，實驗2 探討?yīng)勝p動機(jī)和競爭情境對自我欺騙的影響，實驗3 采用眼動技術(shù)探討兩者對自我欺騙的視覺認(rèn)知機(jī)制。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：（1）相比較無答案組，有答案組在金錢獎賞下的預(yù)測成績更加接近真實水平；（2）競爭和獎賞產(chǎn)生的合力增加了自我欺騙；（3）相比較僅被啟動獎賞動機(jī)或競爭情境的被試，獎賞- 競爭組在True 和False 興趣區(qū)的平均注視時間更短，自我欺騙行為增加。這些結(jié)果表明金錢激勵誘發(fā)的獎賞動機(jī)減少自我欺騙程度，但競爭情境能促進(jìn)自我欺騙發(fā)生。

關(guān)鍵詞 自我欺騙 獎賞動機(jī) 競爭情境 前瞻范式 眼動

1 引言

在多變的社會環(huán)境和日趨激烈的競爭形勢下，自我欺騙始終是一個持續(xù)關(guān)注的熱點問題，自我欺騙在金融、醫(yī)療、政治和宗教等領(lǐng)域都是常見的，并與人類的自我認(rèn)知活動以及情緒健康有著密切關(guān)系（Gerschlager， 2001; Mitchell， 2000）。自我欺騙指已有具體的證據(jù)表明與事實相反，個體始終對自己持有一個積極的信念（Mitchell， 2000）。當(dāng)人們面臨人際競爭、時間緊迫或者收益誘惑時，他們更傾向于采用自我暗示、自我欺騙等認(rèn)知策略將注意力集中在自身能力上，進(jìn)而提高動機(jī)和表現(xiàn)，這種虛張聲勢在一定程度上可以成功欺騙并嚇跑對方，贏得競爭的勝利（陸慧菁， 2012; Angilletta et al.，2019）。從進(jìn)化視角出發(fā)，自我欺騙更多地被認(rèn)定為是一種防御機(jī)制，當(dāng)所發(fā)生的事情與自己原有的或者所處社會現(xiàn)存的道德觀念不符時，就會出現(xiàn)一種失衡感，自我欺騙可以緩解這種失衡感（Tang etal.， 2018）。

自我欺騙通常指個體對自身能力的錯誤信念，高估自己實力而出現(xiàn)積極的錯覺，使個體無法清楚地認(rèn)知自己，不利于個體和群體的長期生存和發(fā)展（Chance et al.， 2011; Mele， 2006）。Chance 等人（2011）采用前瞻范式在實驗室中捕捉到了這種形式的自我欺騙，有答案提示組被試有機(jī)會通過偷看答案而獲得高分，無答案提示組則沒有設(shè)置答案提示。隨后，研究者詢問被試在預(yù)測同樣難度題型能回答正確多少道題，考察有答案提示組的被試是否在預(yù)測時高估自己的分?jǐn)?shù)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，與控制組（無答案提示）相比，實驗組（有答案提示）預(yù)測自己將會表現(xiàn)更好，表現(xiàn)出自我欺騙，預(yù)測成績、預(yù)測和實際成績之差作為衡量自欺的測量指標(biāo)（Chance et al.， 2011）。國內(nèi)學(xué)者將“點估計任務(wù)”和“前瞻性范式”相結(jié)合，考察其在國內(nèi)的信效度，結(jié)果發(fā)現(xiàn)可以有效地誘發(fā)自我欺騙（范偉等， 2022; Liu et al.， 2019），本研究使用前瞻范式測量自我欺騙行為。在整個實驗過程中，本研究主要考察以下指標(biāo)：第一次測驗的成績（評估答案提示的影響），預(yù)測在無答案提示下與第一次測驗相同的第二次測驗的預(yù)測成績（評估自我欺騙），預(yù)測成績和第二次測試成績之差（評估自我欺騙程度）。實驗1a 的目的是采用前瞻范式檢驗自我欺騙的存在?；谇叭搜芯浚啾容^無答案提示，有答案提示組對測試2 的預(yù)測成績更高，預(yù)測成績與測試2 成績之間的差距更大。

自我欺騙是無視、合理化或操縱某些想法或行為，使其與自我意識保持一致的過程。換句話說，即使一個人可能意識到什么是真實的，但他仍然堅持錯誤的自我信念（Fingarette， 1998）。那么為什么人們對自己抱有這種積極的幻覺，卻對產(chǎn)生這種幻覺的偏見缺乏認(rèn)識？這種行為是否只在某些情境下才會出現(xiàn)？為了探討自我欺騙產(chǎn)生的本質(zhì)，研究者們提出了兩個相互競爭的理論： 意圖主義和動機(jī)主義。前者認(rèn)為自我欺騙是故意的，自欺的人持有真實的信念，同時錯誤地相信相反的信念，這種觀點可以解釋為什么自我欺騙需要相當(dāng)復(fù)雜的認(rèn)知能力（為什么年幼的孩子似乎不具備這種能力）（Lazar，1997; Talbott， 1995），后者認(rèn)為欲望、動機(jī)在自我欺騙中起著至關(guān)重要的因果關(guān)系（Nelkin， 2012）。

前人有很多研究是關(guān)于動機(jī)對自我欺騙的影響，動機(jī)是自我欺騙發(fā)生的必備條件之一（Chanceet al.， 2011; Schwardmann amp; van der Weele， 2019）。自我欺騙可以是來自個體的內(nèi)部動機(jī)引起，如成就動機(jī)、權(quán)力動機(jī)、審美動機(jī)和自我提升愿望等會引發(fā)個體的自欺，也可以是來自個體的外部動機(jī)如金錢、生活必需品、名譽、挑戰(zhàn)等引起（王建峰， 戴冰， 2020）。人類為了追求獎賞或避免懲罰而積極的參加活動是出于一種趨利避害的生存準(zhǔn)則，獎賞作為刺激物，具有刺激個體產(chǎn)生某些特定行為的功能，會使人產(chǎn)生激勵性動機(jī)，吸引個體產(chǎn)生動機(jī)需要，因而獎賞可以促進(jìn)個體行為表現(xiàn)（Ames， 1978;Pessoa amp; Engelmann， 2010）。獎賞動機(jī)影響個體的自我欺騙，金錢激勵會影響自我欺騙的程度，但是被試不會因為金錢就承認(rèn)自我欺騙，這從一定程度上表明，自我欺騙是堅固的（鐘羅金， 莫雷， 2019;Chance et al.， 2011; Schwardmann amp; van der Weele，2019）。也有研究發(fā)現(xiàn)，金錢獎勵可以影響自我欺騙消退時間（Liu et al.， 2019）。獎賞動機(jī)產(chǎn)生于人們實現(xiàn)目標(biāo)追尋獎賞的過程中，可以促進(jìn)人們行為的產(chǎn)生和發(fā)展（Pessoa amp; Engelmann， 2010）。金錢作為人類社會進(jìn)步發(fā)展的產(chǎn)物，可以在實驗室條件下最大程度讓人的行為決策情境接近現(xiàn)實，大部分關(guān)于獎賞的研究都是使用金錢刺激作為動機(jī)激活的手段（楊玲等， 2019）?；谇叭搜芯浚瑢嶒?b 考察由金錢激勵引發(fā)的獎賞動機(jī)會對個體的自我欺騙產(chǎn)生的影響，并提出研究假設(shè)1： 相比無獎賞組，有獎賞組更傾向于為了獲得更多的獎賞而做出精準(zhǔn)的判斷，自我欺騙行為減少。

基于自我服務(wù)偏向理論，自我欺騙是為了維護(hù)自尊，體現(xiàn)自我價值（Hyun et al.， 2022），而獲得成功、實現(xiàn)自我價值的重要途徑之一就是競爭。金錢獎賞所誘發(fā)的自我欺騙可能是在某種社會情境下更容易發(fā)生，前人關(guān)于動機(jī)對自我欺騙的影響并沒有涉及到任何的社會背景，人在社會中生存，勢必會受到其他人的影響（Latané amp; Nida， 1981）。如果將這種金錢獎賞置于一定的社會背景中，可能將會更多地影響到人的自我欺騙行為。社會環(huán)境對動機(jī)有很大的影響，競爭情境是其中之一。競爭可能會讓人們更加重視在高水平上的表現(xiàn)，反過來，較高的能力估值可能會導(dǎo)致更高水平的動機(jī)和績效（Tauer amp; Harackiewicz， 2004）。競爭之所以會對動機(jī)產(chǎn)生影響，是因為在競爭的情況下，個體的需要是處于沒有被滿足的狀態(tài)，個體有很大的壓力，而時間壓力通常作為競爭環(huán)境中的特征而存在。因而，競爭到底對個體的動機(jī)的影響如何，還有待研究。前人研究表明，如果在研究中被試被要求對自己在競爭性決策任務(wù)中的表現(xiàn)進(jìn)行重復(fù)評估，被試的自我評價不會影響實際表現(xiàn)，但會影響被試對比賽獲勝的期望，有可能導(dǎo)致自我欺騙（王曉鈞等，2012）。自我欺騙的疼痛范式相關(guān)研究發(fā)現(xiàn)（Quattroneamp; Tversky， 1984），相比較人們在得知“忍耐時間與心臟健康有負(fù)相關(guān)”時，得知正相關(guān)條件下的被試在冰水中實際忍耐時間更長，目的是表現(xiàn)自己的心臟更健康，可知，在身體不適伴隨競爭情境時，自我欺騙能增加疼痛耐受性（Goleman， 1985）。自我欺騙也與競爭中的成功有關(guān)，前人研究發(fā)現(xiàn)獲得世界錦標(biāo)賽資格的游泳運動員比沒有獲得資格的游泳運動員更容易自欺欺人（Starek amp; Keating，1991）。因此，不管是在人類社會還是自然界，競爭情境中就算兩者實力相當(dāng)，自我欺騙的一方認(rèn)為自己強(qiáng)悍，就會表現(xiàn)的虛張聲勢，在一定程度上可以成功欺騙并嚇跑對方，贏得競爭的勝利（陸慧菁，2012; Angilletta et al.， 2019）。在競爭環(huán)境中，自我欺騙可以通過轉(zhuǎn)移對引起焦慮的刺激的注意力來提高動機(jī)和表現(xiàn)（Goleman， 1985）。一個人在比賽中把注意力集中在威脅信息上，就會增加焦慮而不是提高成績，若采用自我暗示、自我欺騙等認(rèn)知策略將注意力集中在自身能力上，將會提高動機(jī)和表現(xiàn)（McCarthy et al.， 2013; Nideffer， 1976），因此，在競爭環(huán)境中，自我欺騙作為一種認(rèn)知策略，可以通過減少壓力來提高積極性和表現(xiàn)。但是目前關(guān)于競爭情境和獎賞動機(jī)兩者交互作用對自我欺騙影響的相關(guān)實證研究較少。實驗2 深入考察在競爭的社會情境中，由金錢激勵引發(fā)的獎賞動機(jī)會對個體的自我欺騙產(chǎn)生什么樣的影響?；诖?，提出研究假設(shè)2：相比較僅存在獎賞動機(jī)或競爭情境，當(dāng)兩者共同存在組別的被試會在時間壓力和外界誘惑的情況下的自我欺騙行為增加。

Chance 等人（2011）改進(jìn)了前瞻性范式，與無答案組相比，有答案組預(yù)測自己將會表現(xiàn)更好，并將預(yù)測成績和實際成績之差作為衡量自欺的標(biāo)準(zhǔn)（Chance et al.， 2011）。國內(nèi)劉娟學(xué)者考察“前瞻性范式”在國內(nèi)的信效度，結(jié)果發(fā)現(xiàn)可以有效地誘發(fā)自我欺騙（Liu et al.， 2019）。目前大部分關(guān)于自我欺騙的研究都只是行為研究，行為指標(biāo)作為一系列認(rèn)知加工之后的行為輸出結(jié)果，容易受到認(rèn)知控制因素的影響，從而會掩蓋甚至改變實驗中的一些行為。實驗3 區(qū)分了不同興趣區(qū)：Ture、False 和Answer 興趣區(qū)，采用前瞻范式和眼動追蹤技術(shù)探究獎賞動機(jī)和競爭情境下不同興趣區(qū)的注視指標(biāo)差異（Seymour et al.， 2000），在此基礎(chǔ)上提出研究假設(shè)3：僅受到獎賞動機(jī)或競爭情境的被試與獎賞- 競爭雙重影響的被試在不同興趣區(qū)的平均注視時間上存在不一致。

2 實驗1a 前瞻范式下的自我欺騙行為

2.1 實驗方法

2.1.1 被試

使用G-Power 3.1（Faul et al.， 2009）計算所需樣本量，在保證得到效應(yīng)量Cohen' s d = .6 的前提下，設(shè)定α = .05，至少需要90 名被試才能達(dá)到80%（1-β ）的統(tǒng)計檢驗力。實驗1a 實際招募90 名大學(xué)生（男33 人，20.80 ± 2.66 歲）。無左利手，身心健康，視力或矯正視力正常，均未參加過類似實驗，已獲得倫理委員會認(rèn)可，并簽署知情同意書，結(jié)束后獲得一定報酬。

2.1.2 實驗設(shè)計

采用2 因素（組別：有答案提示 vs. 無答案提示）被試間實驗設(shè)計，因變量為測試1 成績、預(yù)測成績、預(yù)測成績與測驗2 成績之差。

2.1.3 實驗材料

（1） 自我欺騙的測量—前瞻范式（Chance etal.， 2011; Liu et al.， 2019）。該范式包含80 張紅點圖組成的兩次測試。每張紅點圖沿對角分成左、右兩半，40 個紅點不均勻地分布在對角線兩邊。其中選用40 張右下方有答案的紅點圖（見圖1）用于答案組的測試1 階段，相同的40 張無答案的紅點圖用于無答案組的測試1 階段；另外40 張無答案提示的紅點圖（見圖2）用于兩組被試的測試2 階段。

（2） 自我欺騙的量表，共20 個題目，其中偶數(shù)題目需要反向計分，得分越高表示自我欺騙程度越高，采用7 點計分對自我欺騙特質(zhì)進(jìn)行評定，Cronbach’s α = .82（Egerton et al.， 2010; Uziel amp;Cohen， 2020）。

2.1.4 實驗程序

首先，被試完成自我欺騙量表。隨后進(jìn)行前瞻范式任務(wù)（2 個測試）。在測試1 階段，先閱讀指導(dǎo)語，然后是300ms 的“＋”，800～1200ms 的空屏，3000ms 的紅點圖判斷（被試需要在不數(shù)點的前提下，憑直覺判斷哪邊點多，又快又準(zhǔn)地，“左邊”多按“F”鍵，“右邊”多按“J”鍵。答案提示組看到是右下角具有“答案：右邊”的紅點圖， 無答案提示組看到是沒有提示的紅點圖），800～1200ms 的空屏，然后是下一個trial，完成測試1 的40 個trial 后，被試需要完成測試2 的預(yù)測分?jǐn)?shù)（見圖3A）。在測試2 階段，300ms 的“＋”，800～1200ms 的空屏，3000ms 的紅點圖判斷（被試需要做出選擇并按鍵，全部為無答案提示的紅點圖），800～1200ms 的空屏，然后是下一個trial，測試2 共有40 個trial （見圖3B）。

2.1.5 數(shù)據(jù)統(tǒng)計與分析

采用E-Prime 2.0 進(jìn)行實驗程序設(shè)計、數(shù)據(jù)收集，采用SPSS 23.0 對自我欺騙量表、測試1 成績、預(yù)測成績、預(yù)測成績與測試2 成績之差進(jìn)行t 檢驗和方差分析。

2.2 實驗結(jié)果

兩組被試在自我欺騙量表的得分沒有達(dá)到顯著差異，t （88） = .41，p gt; .05。

通過獨立樣本t 檢驗可知，兩組被試的第一階段的成績具有極顯著差異，t （88） = 6.36，p lt; .001，Cohen’s d = -1.34，95% CI = [3.70， 7.06]； 相比于無答案組，有答案組具有更高的分?jǐn)?shù)。通過獨立樣本t 檢驗可知，有答案組和無答案組的被試在第二階段的成績上沒有顯著差異，t （88） = 1.84，p gt; .05。通過獨立樣本t 檢驗可知，兩組被試的預(yù)測成績具有極顯著差異，t （88） = 7.00，p lt; .001，Cohen' s d =-1.48，95% CI = [4.03，7.22]；相比于無答案組，有答案組具有更高的預(yù)測分?jǐn)?shù)。通過獨立樣本t 檢驗可知，兩組被試在預(yù)測成績與第二階段的成績之差上達(dá)到顯著差異，t （88） = 4.86，p lt; .001，Cohen' s d = 1.02，95% CI = [2.55， 6.07]；相比于無答案組，有答案組的被試預(yù)測成績與第二次成績之差更大。詳見表1。

2.3 討論

研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，兩組被試在自我欺騙量表上的得分并無顯著差異，說明隨機(jī)選取的被試本身的自欺特質(zhì)并無顯著差異，對行為結(jié)果沒有影響。本研究驗證了實驗假設(shè)，相比沒有答案提示組，有答案提示的被試在測試1 成績的得分更高，這說明答案提示對被試的成績產(chǎn)生了影響，有答案組的被試在進(jìn)行判斷時參考了答案，因而在測試1 成績中有了更高的成績；在預(yù)測成績上，有答案提示比無答案提示得分更高，并且兩組被試在預(yù)測成績與測試2成績之差的得分上有極顯著差異，有答案提示組的差值極顯著的大于無答案組，也就是有答案組被試的預(yù)測分?jǐn)?shù)極顯著地高于實際分?jǐn)?shù)，這說明有答案組的被試將通過看答案獲得的分?jǐn)?shù)看成是自己的真實水平，產(chǎn)生了自我欺騙，再次驗證了實驗假設(shè)。在接下來的實驗中，主要對產(chǎn)生了自我欺騙的有答案組進(jìn)行研究探討。不管是什么情況，動機(jī)是自我欺騙產(chǎn)生的必要條件之一（范偉等，2017）。獎賞作為產(chǎn)生動機(jī)的重要因素之一，可以促進(jìn)人們行為的產(chǎn)生和發(fā)展（Pessoa amp; Engelmann，2010）。獎賞動機(jī)會對個體的自我欺騙產(chǎn)生什么樣的影響呢？這個問題將在實驗1b 中進(jìn)行探討。

3 實驗1b 采用前瞻范式探討?yīng)勝p動機(jī)對自我欺騙的影響

3.1 實驗方法

3.1.1 被試

使用G-Power 3.1（Faul et al.， 2009）計算所需樣本量，在保證得到效應(yīng)量Cohen’s d = .6 的前提下，設(shè)定α = .05，至少需要90 名被試才能達(dá)到80%（1-β ）的統(tǒng)計檢驗力。實驗1b 實際招募90名大學(xué)生（男14 人，19.76 ± 2.08 歲），剔除1 人，其中有獎賞組44 人，無獎賞組45 人。無左利手，身心健康，視力或矯正視力正常，均未參加過類似實驗，已獲得倫理委員會認(rèn)可，并簽署知情同意書，結(jié)束后獲得一定報酬。

3.1.2 實驗設(shè)計

實驗1b 采用2 因素（獎賞動機(jī)：有vs. 無）被試間實驗設(shè)計，因變量為測試1 成績、預(yù)測成績、預(yù)測成績與測驗2 成績之差。

3.1.3 實驗程序

在實驗1b 中均采用有答案的紅點圖，將實驗1a 中的無答案提示組別設(shè)置為實驗1b 的控制組，實驗流程基本與實驗1a 的相同。不同的是，本研究采用金錢作為獎勵（Schultz， 2006），完成測試1 后，有獎賞組指導(dǎo)語：“本次實驗是一項測量人們的數(shù)字估算能力，心理學(xué)相關(guān)研究發(fā)現(xiàn)，人們的‘?dāng)?shù)字估算能力’和邏輯思維能力和直覺敏銳能力具有高度相關(guān)，而本次實驗?zāi)康氖菫榱藴y量大學(xué)生數(shù)字邏輯思維能力和直覺敏銳能力等心理特質(zhì)。在實驗任務(wù)中，你做對一個就會獲得金幣獎勵，做對的越多且在預(yù)測階段預(yù)測的越準(zhǔn)確，金幣獎賞也會越多。”指導(dǎo)語會告知被試會根據(jù)成績好壞和預(yù)測準(zhǔn)確性給予獎賞，激發(fā)被試的獎賞動機(jī)。無獎賞組不提及額外獎賞。實驗結(jié)束后，詢問獎賞組別的被試在實驗過程中你是否一直保持渴望得到更多的金錢獎賞的動機(jī)（1= 是，2= 否）。

3.1.4 數(shù)據(jù)統(tǒng)計與分析

采用E-Prime 2.0 進(jìn)行實驗程序設(shè)計、數(shù)據(jù)收集，采用SPSS 23.0 對自我欺騙量表、測試1 成績、預(yù)測成績、預(yù)測成績與測試2 成績之差進(jìn)行t 檢驗和方差分析。

3.2 實驗結(jié)果

（1）操作檢驗

有獎賞動機(jī)組1 名選擇否，表示在實驗過程中并不是始終保持渴望得到更多金錢獎賞的動機(jī)，視為獎賞動機(jī)啟動不成功，剔除。有獎賞動機(jī)組其余被試均告知主試實驗全過程一直渴望獲得更多的金錢獎賞。

通過方差分析可知，有答案提示下的有、無獎賞動機(jī)組和控制組在第一階段成績達(dá)到極顯著差異，F(xiàn) （2， 131） = 20.21，p lt; .001，ηp2 = .236；多重比較結(jié)果發(fā)現(xiàn)有獎賞動機(jī)的第一階段成績顯著大于控制組，p lt; .001，95% CI = [-6.17， -1.88]；無獎賞動機(jī)的第一階段成績顯著大于控制組，p lt; .001，95% CI = [-7.51， -3.24]。不同組別在第二階段成績無顯著差異，F(xiàn) （2， 131） = 2.09，p gt; .05，詳見圖4；不同組別的預(yù)測成績達(dá)到極顯著差異，F(xiàn) （2， 131） =27.39，p lt; .001，ηp2 = .289；多重比較結(jié)果發(fā)現(xiàn)無獎賞動機(jī)的預(yù)測成績顯著大于控制組，p lt; .001，95% CI = [-7.53， -3.72]，有獎賞動機(jī)與控制組的預(yù)測成績差異不顯著，p gt; .05，95% CI = [-3.77，-0.06]；不同組別的預(yù)測成績與第二次測試成績差值達(dá)到極顯著差異，F(xiàn) （2， 131） = 13.13，p lt; .001，ηp2 = .167；多重比較結(jié)果發(fā)現(xiàn)無獎賞動機(jī)的預(yù)測成績與第二次測試成績差值顯著大于有獎賞動機(jī)組，p lt; .001，95% CI = [-5.49， -1.27]，顯著大于控制組，p lt; .001，95% CI = [2.21， 6.41]。

（2）測試成績

無獎賞組的預(yù)測分?jǐn)?shù)顯著大于有獎賞組，t （87）= -5.18，p lt; .001，Cohen’s d = -1.10，95% CI = [-5.21，-2.32]。無獎賞組的預(yù)測與測試2 分?jǐn)?shù)之差顯著大于有獎賞組，t （87） = -3.77，p lt; .001，Cohen' s d = -.80，95% CI = [-5.16， -1.59]，見圖5。

3.3 討論

實驗1b 發(fā)現(xiàn)兩組的預(yù)測成績以及預(yù)測成績與測試2 成績之差有顯著差異，有獎賞動機(jī)組被試的預(yù)測成績顯著低于無獎賞動機(jī)組，說明被試可能在獎賞動機(jī)的作用下，更加謹(jǐn)慎地對待有答案提示的測試1，并且為了讓自己預(yù)測得更準(zhǔn)確而獲得更多的金錢，開始意識到自己測試1 的高成績可能是由于答案的幫助，而降低了自己的預(yù)測分?jǐn)?shù)，使自己的預(yù)測更加接近真實水平。研究結(jié)果證明了前瞻范式對自我欺騙的誘發(fā)是穩(wěn)定、可重復(fù)的。金錢獎賞啟動了被試的獎賞動機(jī)后，減少了自我欺騙行為。在本研究的實驗背景下，將最后所獲得的金錢數(shù)額與成績好壞以及預(yù)測準(zhǔn)確性相聯(lián)系，一方面被試為了獲得更多的金錢會努力提高自己的成績，有獎賞組和無獎賞組的測試1 成績都顯著大于控制組；另一方面被試為了獲得更多的金錢而提高自己的預(yù)測準(zhǔn)確性，預(yù)測成績時，被試可能就會意識到測試1 中好像看了答案，并慎重考慮看答案對自己成績的影響，而降低自己下一階段成績的預(yù)測。

自我欺騙是人內(nèi)部的心理活動，但同時也是發(fā)生在社會交際中（Dings， 2017），雖然大多數(shù)研究者都認(rèn)同這一觀點，但目前為止的很多研究都忽略了這一點。在現(xiàn)實社會中，競爭情境隨處可見，不可避免，實驗2 旨在探討在競爭的社會情境中，由金錢激勵引發(fā)的獎賞動機(jī)會對個體的自我欺騙產(chǎn)生什么樣的影響呢？

4 實驗2 競爭情境和獎賞動機(jī)對自我欺騙的影響

4.1 研究方法

4.1.1 被試

使用G-Power 3.1（Faul et al.， 2009）計算所需樣本量，在保證得到效應(yīng)量f = .3 的前提下，設(shè)定α= .05，至少需要128 名被試才能達(dá)到80%（ 1-β ）的統(tǒng)計檢驗力。實際招募133 名大學(xué)生，剔除5 人，最終為128 名大學(xué)生（男25 人，19.68 ± 2.05 歲），其中獎賞- 競爭組32 人，獎賞- 無競爭組32 人，無獎賞- 競爭組32 人，無獎賞- 無競爭組32 人，招募要求如實驗1b。

4.1.2 實驗設(shè)計

采用2 （獎賞動機(jī)：有vs. 無） ×2（競爭情境：有vs. 無）被試間實驗設(shè)計，因變量如實驗1b。

4.1.3 實驗程序

實驗2 基本流程與實驗1b 一樣，均采用有答案的紅點圖。本研究的競爭情境操作采用指導(dǎo)語操縱，改編自Nilsen 等人關(guān)于競爭情境的研究（Nilsenamp; Valcke， 2018）。競爭- 獎賞組：“本次實驗是一項測量人們的數(shù)字估算能力，心理學(xué)相關(guān)研究發(fā)現(xiàn)，人們的‘?dāng)?shù)字估算能力’和邏輯思維能力、直覺敏銳能力具有高度相關(guān)，而本次實驗?zāi)康氖菫榱藴y量國內(nèi)部分高校大學(xué)生邏輯思維能力和直覺敏銳能力等心理特質(zhì)，你將在一定程度上代表你的學(xué)校，我們的數(shù)據(jù)庫里存儲了大量的數(shù)據(jù)，實驗過程中會隨機(jī)從非本校的數(shù)據(jù)庫中抽取一名被試和你進(jìn)行匹配，目的是為了調(diào)查不同學(xué)校學(xué)生的邏輯思維能力和直覺敏銳能力現(xiàn)狀如何。一周后我們會根據(jù)成績的排名，挑選具有較高邏輯思維能力和直覺敏銳能力的被試參加后續(xù)實驗。在本輪實驗任務(wù)中，你做對一個就會獲得金幣獎勵，做對的越多且在預(yù)測階段預(yù)測的越準(zhǔn)確，金幣獎賞也會越多。”競爭- 無獎賞組在指導(dǎo)語中不會提及到相關(guān)的獎賞性信息，無競爭- 獎賞組和無競爭- 無獎賞組操縱方法同實驗1b。最后，對競爭組被試詢問是否有競爭感（1= 是，2 = 否），對競爭情境進(jìn)行操作性檢驗，獎賞動機(jī)操作檢驗如實驗1b。

4.1.4 數(shù)據(jù)統(tǒng)計與分析

采用SPSS 23.0 對測試1 成績、預(yù)測成績、預(yù)測成績與測試2 成績之差進(jìn)行方差分析。

4.2 實驗結(jié)果

4.2.1 操作檢驗

獎賞組有3 名被試回答否，視為啟動不成功。競爭組有2 名被試回答否，視為啟動不成功，被剔除。

將實驗1a 的無答案提示組作為控制組，采用單因素方差分析將有無獎賞動機(jī)、有無競爭情境的4個實驗組與控制組進(jìn)行多重比較。對被試的第一階段成績、預(yù)測成績和第二階段成績進(jìn)行考察，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，5 組在第一階段成績達(dá)到顯著差異，F(xiàn) （4， 172）= 10.55，p lt; .001，ηp2 = .201；多重比較結(jié)果發(fā)現(xiàn)獎賞-競爭組的第一階段成績顯著高于控制組，p lt; .001，95% CI = [-10.24， -2.84]）；獎賞- 無競爭組的第一階段成績顯著高于控制組，p lt; .001，95% CI = [-8.68，-1.28]；無獎賞- 競爭組的第一階段成績顯著高于控制組，p lt; .001，95% CI = [-9.24， -1.84]；無獎賞- 無競爭組的第一階段成績顯著高于控制組，p lt; .001，95% CI = [-9.33， -1.94]。5 組在第二階段成績差異不顯著，F(xiàn) （4， 172） = .90，p gt; .05，詳見圖6；5 組在預(yù)測成績達(dá)到顯著差異，F(xiàn) （4， 172） = 14.83，p lt; .001，ηp2 = .216；多重比較結(jié)果發(fā)現(xiàn)獎賞- 競爭組的預(yù)測成績顯著高于控制組，p lt; .001，95% CI = [-7.55，-3.30]；無獎賞- 有競爭組的預(yù)測成績顯著高于控制組，p lt; .001，95% CI = [-6.24， -1.99]；無獎賞- 無競爭組的預(yù)測成績顯著高于控制組，p lt; .001，95% CI= [-8.36， -4.11]。 5 組在預(yù)測成績與第二次成績之差上達(dá)到極顯著差異，F(xiàn) （4， 172） = 6.43，p lt; .001，ηp2= .133；多重比較結(jié)果發(fā)現(xiàn)獎賞- 競爭組顯著高于控制組，p lt; .01，95% CI = [1.08， 7.93]；無獎賞- 競爭組顯著高于控制組，p lt; .05，95% CI = [.36， 7.21]；無獎賞- 無競爭組顯著高于控制組 ，p lt; .001，95%CI = [1.49， 8.34]。

4.2.2 測試成績

采用方差分析對預(yù)測成績進(jìn)行分析，獎賞主效應(yīng)不顯著，F(xiàn) （1， 124） = 3.34，p gt; .05。競爭主效應(yīng)不顯著，F(xiàn) （1， 124） = .75，p gt; .05。獎賞和競爭的交互作用效應(yīng)顯著，F(xiàn) （1， 124） = 11.41，p lt; .001，ηp2 =.084。故進(jìn)一步簡單效應(yīng)分析，有獎賞情境下，競爭組顯著大于無競爭組，p lt; .01，95% CI = [1.22，5.96]；無獎賞情境下，競爭組與無競爭組差異不顯著，p gt; .05（見圖7 左）。采用方差分析對預(yù)測成績與測試2 成績之差進(jìn)行分析，獎賞主效應(yīng)不顯著，F(xiàn) （1， 124） = 2.81，p gt; .05。競爭主效應(yīng)不顯著，F(xiàn) （1，124） = 1.63，p gt; .05。獎賞和競爭的交互作用效應(yīng)顯著，F(xiàn) （1， 124） = 5.68，p lt; .05，ηp2 = .044。故進(jìn)一步簡單效應(yīng)分析，有獎賞情境下，競爭組顯著大于無競爭組，p lt; .05，95% CI = [.88， 6.56]； 無獎賞情境下，競爭組與無競爭組差異不顯著，p gt; .05（見圖7 右）。

4.3 討論

實驗組在測試1 成績上均顯著高于控制組，表明實驗組被試均產(chǎn)生了欺騙。實驗2 中的有獎賞- 有競爭、無獎賞- 有競爭、無獎賞- 無競爭組的預(yù)測成績、預(yù)測成績與第二次成績之差都顯著高于控制組，說明有答案組的被試更容易產(chǎn)生自我欺騙，研究結(jié)果與實驗1b 保持一致。在無獎賞情況下，競爭組的預(yù)測成績、預(yù)測成績與測試2 成績在統(tǒng)計學(xué)意義上的沒有達(dá)到顯著水平，而在有獎賞情況下，競爭組的預(yù)測成績、預(yù)測成績與測試2 成績之差顯著高于無競爭組。以往研究認(rèn)為人們普遍認(rèn)為自己比他人優(yōu)秀，人們總是有一種肯定自我的內(nèi)驅(qū)力，保持積極的自我意識是人類的基本需求（Schwardmann amp; van der Weele， 2019）。本研究結(jié)果表明沒有獎賞誘惑時，競爭組和非競爭組在自我欺騙水平上差異不顯著，但是當(dāng)獎賞誘惑和競爭情境同時存在，相比較預(yù)測準(zhǔn)確性帶來的獎賞誘惑，競爭組被試產(chǎn)生了更多的自我欺騙行為，原因可能是競爭組被試更希望展示給對方良好的自我形象，進(jìn)而產(chǎn)生了自我膨脹，增加自我欺騙行為。根據(jù)眼腦假設(shè)觀點（eye-mind hypothesis），人的眼睛所看到與大腦所思考是同步的，眼動指標(biāo)可以很好地研究其中的認(rèn)知機(jī)制和注意過程（黃龍等， 2020）。接下來采用眼動技術(shù)深入探討?yīng)勝p和動機(jī)對自我欺騙的影響。

5 實驗3 競爭情境和獎賞動機(jī)對自我欺騙的眼動研究

5.1 實驗方法

5.1.1 被 試

使用G-Power 3.1（Faul et al.， 2009）計算所需樣本量，在保證得到效應(yīng)量f = .3 的前提下，設(shè)定α= .05，至少需要128 名被試才能達(dá)到80%（1-β ）的統(tǒng)計檢驗力。實際招募133 名大學(xué)生，剔除5 人，最終為128 名大學(xué)生（男45 名，23.16 ± 2.16 歲），其中獎賞- 競爭組32 人，獎賞- 無競爭組32 人，無獎賞- 競爭組32 人，無獎賞- 無競爭組32 人，其他要求如實驗1b。

5.1.2 實驗設(shè)計

采用2 （ 獎賞動機(jī)：有vs. 無） ×2（競爭情境：有vs. 無）被試間實驗設(shè)計，因變量為平均注視時間。

5.1.3 實驗程序

所有被試在安裝了E-Prime 2.0、SMI 遙測式眼動儀及SMI ivew X 軟件的電腦上完成前瞻范式，自我欺騙紅點圖興趣區(qū)見圖8。周圍環(huán)境安靜，電腦屏幕位于被試的水平正前方，被試的眼睛距離電腦屏幕60～70cm，屏幕的分辨率為1024×768，軟件的采樣率為500Hz，雙眼信息都被采集。

5.1.4 數(shù)據(jù)統(tǒng)計與分析

采用SMI 遙測式眼動儀及SMI ivew X 軟件采集并記錄眼動數(shù)據(jù)，使用BeGaze 軟件對實驗數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。將答案提示紅點圖分為3 個興趣區(qū)：Ture、False 和Answer， 將無答案提示紅點圖分為2 個興趣區(qū)：Ture 和False，如圖8。在關(guān)注興趣區(qū)持續(xù)至100ms 的凝視被視為對該興趣區(qū)的注視（Vervoort etal.， 2013）。本研究選擇眼動追蹤指數(shù)為平均注視時間，指每位被試的視線被固定在特定興趣區(qū)內(nèi)的平均注視時間。

5.2 實驗結(jié)果

5.2.1 操作性檢驗

獎賞組有3 名被試回答否，視為啟動不成功。競爭組有2 名被試回答否，視為啟動不成功，被剔除。將實驗1a 的無答案提示組作為控制組，對無獎賞動機(jī)、有無競爭情境的4 個實驗組與控制組進(jìn)行單因素方差分析，詳見表2。

5.2.2 行為結(jié)果

采用方差分析對預(yù)測成績進(jìn)行分析，獎賞主效應(yīng)不顯著，F(xiàn) （1， 124） = .70，p gt; .05。競爭主效應(yīng)不顯著，F(xiàn) （1， 124） =2.62，p lt; .05。獎賞和競爭的交互作用效應(yīng)顯著，F(xiàn) （1， 124） = 14.91，p lt; .001，ηp2= .107。故進(jìn)一步簡單效應(yīng)分析，有獎賞情境下，競爭組顯著大于無競爭組，p lt; .001，95% CI = [2.35，7.27]；無獎賞情境下，競爭組與無競爭組差異不顯著，p gt; .05（見圖9 左）。采用方差分析對預(yù)測成績與測試2 成績之差進(jìn)行分析，獎賞主效應(yīng)不顯著，F(xiàn) （1， 124） = .78，p gt; .05。競爭主效應(yīng)不顯著，F(xiàn) （1， 124） =3.57，p gt; .05。獎賞和競爭的交互作用效應(yīng)顯著，F(xiàn) （1， 124） = 11.66，p = .001，ηp2 = .086。故進(jìn)一步簡單效應(yīng)分析，有獎賞情境下，競爭組顯著大于無競爭組，p lt; .001，95% CI = [2.26， 7.30]；無獎賞情境下，競爭組與無競爭組差異不顯著，pgt; .05（見圖9 右）。

5.2.3 平均注視時間

（1）Answer 興趣區(qū)

采用方差分析對測試1 的Answer 興趣區(qū)的平均注視時間進(jìn)行分析，獎賞的主效應(yīng)不顯著，F(xiàn) （1，124） = .36，p gt; .05。競爭的主效應(yīng)不顯著，F(xiàn) （1， 124）= 1.52，p gt; .05。兩者交互作用效應(yīng)顯著，F(xiàn) （1， 124）= 9.14，p lt; .01，ηp2= .069。故進(jìn)一步簡單效應(yīng)分析，在無獎賞動機(jī)下，競爭組顯著大于無競爭組，p lt;.01，95% CI = [39.46， 191.18]；有獎賞動機(jī)下，競爭組與無競爭組差異不顯著，p gt; .05（見圖10）。

（2）Ture 興趣區(qū)

采用方差分析對測試1 的Ture 興趣區(qū)的平均注視時間進(jìn)行分析，獎賞的主效應(yīng)不顯著，F(xiàn) （1， 124）= 2.15，p gt; .05。競爭的主效應(yīng)不顯著，F(xiàn) （1， 124） =.32，p gt; .05。兩者交互作用效應(yīng)顯著，F(xiàn) （1， 124） =15.78，p lt; .001，ηp2 = .113。故進(jìn)一步簡單效應(yīng)分析，在無獎賞動機(jī)下，競爭組顯著大于無競爭組，p lt; .01，95% CI = [130.05， 549.60]；有獎賞動機(jī)下，競爭組顯著小于無競爭組，p lt; .05，95% CI = [45.86，465.40]（見圖11）。

采用方差分析對測試2 的Ture 興趣區(qū)的平均注視時間進(jìn)行分析，獎賞的主效應(yīng)不顯著，F(xiàn) （1，124） = 2.46，p gt; .05。競爭的主效應(yīng)不顯著，F(xiàn) （1，124） = .02，p gt; .05。交互作用效應(yīng)不顯著，F(xiàn) （1， 124）=2.71，p gt; .05。

（3）False 興趣區(qū)

采用方差分析對測試1 的False 興趣區(qū)的平均注視時間進(jìn)行分析，獎賞的主效應(yīng)不顯著，F(xiàn) （1， 124）= 2.84，p gt; .05。競爭的主效應(yīng)不顯著，F(xiàn) （1， 124） =.001，p gt; .05。兩者交互作用效應(yīng)顯著，F(xiàn) （1， 124） =8.79，p lt; .01，ηp2 = .066。故進(jìn)一步簡單效應(yīng)分析，在無獎賞動機(jī)下，競爭組顯著大于無競爭組，p lt;.05，95% CI = [9.69， 379.18]；有獎賞動機(jī)下，競爭組與無競爭組差異不顯著，p lt; .05，95% CI = [12.14，381.64]（見圖12）。

采用方差分析對測試2 的False 興趣區(qū)的平均注視時間進(jìn)行分析，獎賞的主效應(yīng)不顯著，F(xiàn) （1， 124）= 1.84，p gt; .05。競爭的主效應(yīng)不顯著，F(xiàn) （1， 124） =.001，p gt; .05。交互作用效應(yīng)不顯著，F(xiàn) （1， 124） = 1.74，p gt; .05。

5.3 討論

行為結(jié)果發(fā)現(xiàn)相比較控制組，實驗組均成功誘發(fā)自我欺騙行為，且在有獎賞情況下，競爭組的預(yù)測成績、預(yù)測成績與測試2 成績之差顯著高于無競爭組，與實驗2 保持一致。眼動結(jié)果發(fā)現(xiàn)在無獎賞動機(jī)下，競爭組被試在Answer、Ture、False 三個興趣區(qū)的平均注視時間顯著均顯著高于無競爭組，說明競爭組被試為了表現(xiàn)出更好的自我形象，會更長時間地去注視答案提示部分，在參考答案的同時也對比了對角線左右兩邊的紅點，然后再做出判斷選擇。在有獎賞動機(jī)的情況下，競爭組被試在Answer興趣區(qū)上的平均注視時間與無競爭組差異不顯著，但在Ture、False 興趣區(qū)，競爭組別中被試的平均注視時間顯著低于無競爭組別，表明競爭組與非競爭組被試關(guān)注答案區(qū)域的程度是一樣的，但相比較非競爭組，競爭組被試更有可能在獎賞誘惑下更加快速地做出選擇，而不是為了展示更好的自我形象去花費更長時間去對比對角線左右兩邊的紅點。因此，獎賞動機(jī)和競爭情境的雙重作用促使被試更加迅速地做出選擇。

6. 總討論

6.1 金錢獎賞誘發(fā)的獎賞動機(jī)抑制自我欺騙的發(fā)生

本研究的三個實驗反復(fù)驗證了前瞻范式可以有效地誘發(fā)自我欺騙。人們對自己總有著積極的看法，通過高估自己來保持一種錯誤的積極信念，正如三個研究中的有答案組被試在預(yù)測自己的測試2 成績時會把偷看答案的測試1 成績看作是自己的真實能力，從而產(chǎn)生了自我欺騙。與以往研究結(jié)果相符，滿足欲望的動機(jī)是自我欺騙產(chǎn)生的重要原因（vonHippel amp; Trivers， 2011）。外部獎賞會促進(jìn)不道德行為的發(fā)生（Weisel amp; Shalvi， 2015），而獲得金錢需要滿足兩個前提：一是好成績，二是預(yù)測準(zhǔn)確。雖然為了好成績會看答案，但是對自己下一階段成績預(yù)測的準(zhǔn)確性也會與最后獲得的金錢多少掛鉤，為了滿足獲得更多金錢獎賞的這個愿望，他們會在一定范圍內(nèi)想辦法預(yù)測得更準(zhǔn)確，那么就會更多地考慮答案提示對自己成績的影響以及自己的真實水平，意識到答案提示的干擾，被試不會依據(jù)測試1 成績，而是根據(jù)自己的真實水平預(yù)測測試2 成績，因此，獎賞動機(jī)可以在一定程度上減少自我欺騙行為。

6.2 競爭情境削弱了獎賞動機(jī)對自我欺騙的抑制作用

本研究發(fā)現(xiàn)在有獎賞動機(jī)下，競爭組的預(yù)測成績、預(yù)測成績與測試2 成績之差都顯著高于無競爭情境，也就是競爭情境消除了獎賞動機(jī)對自我欺騙行為的抑制作用。在獎賞動機(jī)和競爭情境的交互作用下，被試的自我欺騙行為增加。人天生就需要與他人進(jìn)行比較來評價自身，而競爭情境可以最大化這種比較（文小輝等， 2013; Garcia et al.， 2013）。人們在競爭情境中不僅可以獲得豐厚的酬勞，還可以在與他人比較的過程中獲得能力上的肯定。同時，人們認(rèn)為好的成績是憑借自身的能力，而不是偷看答案的結(jié)果，這樣就導(dǎo)致了更多的自我欺騙行為。若不相信自己的能力，就可能會導(dǎo)致一無所獲，不僅否定了自己的能力，而且還沒有得到錢，相比較而言代價太大，很好地解釋了競爭情境下的被試會為了金錢獎賞而產(chǎn)生更多的自我欺騙行為。

6.3 競爭情境和獎賞動機(jī)減少了做判斷時對實驗材料的平均注視時間

眼動實驗發(fā)現(xiàn)競爭- 獎賞組對Ture、False 興趣區(qū)的平均注視時間均短于競爭- 無獎賞組和無競爭- 獎賞組。競爭- 獎賞組會產(chǎn)生更多的壓力，消耗更多的認(rèn)知資源，這可能導(dǎo)致注意受到限制，無法對材料進(jìn)行過多的注意，金錢獎賞使人們不假思索地迅速做出判斷。當(dāng)人們注意力分散、時間緊迫或者認(rèn)知資源耗竭的時候，他們更容易屈服于各種誘惑做出沖動行為（Gino et al.， 2011; Tabatabaeian etal.， 2015）。當(dāng)有機(jī)會作弊時，獎勵越高，越會促進(jìn)人們決定作弊（Gneezy et al.， 2013）。競爭情境限制了人們的謹(jǐn)慎思考，增加了沖動行為（Shalviet al.， 2012）。當(dāng)被試僅僅受到獎賞或者競爭時，對Ture、False 興趣區(qū)的平均注視時間更長，說明被試在參考了答案后，認(rèn)真對比后才做出判斷。

6.4 研究不足與展望

研究還存在一定的局限和不足。首先，被試的群體僅限于青年學(xué)生，樣本不夠豐富。其次，競爭情境和獎賞動機(jī)有很多種操縱方式，本研究僅探討了有無情況下的類型，操縱方法和操作檢驗單一。最后，本研究僅采用眼動技術(shù)來研究自我欺騙行為產(chǎn)生變化的可能原因，更深層次的原因還需要采用更多種的設(shè)備來考察。未來可以擴(kuò)大被試的群體范圍，并采用多種研究技術(shù)探討不同激勵類型以及不同競爭類型對自我欺騙的影響。

7 結(jié)論

主流觀點認(rèn)為，金錢獎勵會導(dǎo)致更多的自我欺騙（Ren et al.， 2018; Sloman et al.， 2010）。在這里，進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)影響自我欺騙發(fā)生的不是金錢本身，而是獲得金錢獎勵的動機(jī)。人們的測試2 的預(yù)測分?jǐn)?shù)越接近真實水平，金錢獎勵就越多，自我欺騙就越少。通過加入競爭情境變量，研究發(fā)現(xiàn)競爭情境削弱了獎勵動機(jī)對自我欺騙的抑制作用。結(jié)果表明，競爭- 獎賞組被試會消耗認(rèn)知資源，限制注意力，更快地做出判斷和選擇，產(chǎn)生更多的自我欺騙行為。

參考文獻(xiàn)

范偉， 任夢夢， 張文潔， 鐘毅平. （2022）. 反饋對自我欺騙的影響： 來自ERP

的證據(jù). 心理學(xué)報， 54 （5）， 481-496.

范偉， 楊博， 劉娟， 傅小蘭. （2017）. 自我欺騙： 為了調(diào)節(jié)個體心理狀態(tài). 心

理科學(xué)進(jìn)展， 25 （8）， 1349-1359.

黃龍， 徐富明， 胡笑羽. （2020）. 眼動軌跡匹配法： 一種研究決策過程的新

方法. 心理科學(xué)進(jìn)展， 28 （9）， 1454-1461.

陸慧菁. （2012）. 自我欺騙： 通過欺騙自己更好地欺騙他人. 心理學(xué)報，

44 （9）， 1265-1278.

王建峰， 戴冰. （2020）. “追名棄利”： 權(quán)力動機(jī)與社會存在對親社會行為

的影響. 心理學(xué)報， 52 （1）， 55-65.

王曉鈞， 何麗， 張曉霞. （2012）. 競爭情境中的人格取向——理論建構(gòu)及實

證. 心理與行為研究， 10 （4）， 289-296.

文小輝， 孔凡蘭， 李國強(qiáng). （2013）. 自我提升的實證研究概述. 社會心理科

學(xué)，7， 69-71.

楊玲， 王斌強(qiáng)， 耿銀鳳， 姚東偉， 曹華， 張建勛， 許瓊英. （2019）. 虛擬和真

實金錢獎賞幅度對海洛因戒斷者風(fēng)險決策的影響. 心理學(xué)報， 51 （4），

507-516.

鐘羅金， 莫雷. （2019）. 自我欺騙實證研究述評. 心理科學(xué)， 42 （3）， 709-714.

Ames， C. （1978）. Children's achievement attributions and self-reinforcement：

Effects of self-concept and competitive reward structure. Journal of

Educational Psychology， 70 （3）， 345-355.

Angilletta Jr， M. J.， Kubitz， G.， amp; Wilson， R. S. （2019）. Self-deception in nonhuman

animals： Weak crayfish escalated aggression as if they were strong. Behavioral

Ecology， 30 （5）， 1469-1476.

Chance， Z.， Norton， M. I.， Gino， F.， amp; Ariely， D. （2011）. Temporal view of the

costs and benefits of self-deception. Proceedings of the National Academy of

Sciences of the United States of America， 108（3）， 15655-15659.

Dings， R. （2017）. Social strategies in self-deception. New Ideas in Psychology， 47，

16-23.

Egerton， A.， Rees， E.， Bose， S. K.， Lappin， J. M.， Stokes， P. R. A.， Turkheimer， F.

E.， amp; Reeves， S. J. （2010）. Truth， lies or self-deception？ Striatal D2/3 receptor

availability predicts individual differences in social conformity. NeuroImage，

53 （2）， 777-781.

Faul， F.， Erdfelder， E.， Buchner， A.， amp; Lang， A. G. （2009）. Statistical power

analyses using G*Power 3.1： Tests for correlation and regression analyses.

Behavior Research Methods， 41 （4）， 1149-1160.

Fingarette， H. （1998）. Self-deception needs no explaining. The Philosophical

Quarterly， 48 （192）， 289-301.

Garcia， S. M.， Tor， A.， amp; Schiff， T. M. （2013）. The psychology of competition： A

social comparison perspective. Perspectives on Psychological Science， 8 （6），

634-650.

Gerschlager， C. （2001）. Expanding the economic concept of exchange： Deception，

self-deception and illusions. Springer.

Gino， F.， Schweitzer， M. E.， Mead， N. L.， amp; Ariely， D. （2011）. Unable to resist

temptation： How self-control depletion promotes unethical behavior.

Organizational Behavior and Human Decision Processes， 115（2）， 191-203.

Gneezy， U.， Rockenbach， B.， amp; Serra-Garcia， M. （2013）. Measuring lying aversion.

Journal of Economic Behavior and Organization， 93， 293-300.

Goleman， D. （1985）. Vital lies， simple truths： The psychology of self-deception.

Simon and Schuster.

Hyun， M.， Jee， W. F.， Wegner， C.， Jordan， J. S.， Du， J.， amp; Oh， T. （2022）. Selfserving

bias in performance goal achievement appraisals： Evidence from longdistance

runners. Frontiers in Psychology， 13， 762436.

Latané， B.， amp; Nida， S. （1981）. Ten years of research on group size and helping.

Psychological Bulletin， 89 （2）， 308-324.

Lazar， A. （1997）. Self-deception and the desire to believe. Behavioral and Brain

Sciences， 20 （1）， 119-120.

Liu， J.， Zhang， W. J.， Zhan， Y. L.， Song， L. X.， Guan， P. P.， Kang， D.， amp; Li， M. （2019）.

The effect of negative feedback on positive beliefs in self-deception. Frontiers

in Psychology， 10 ， 702.

McCarthy， P. J.， Allen， M. S.， amp; Jones， M. V. （2013）. Emotions， cognitive

interference， and concentration disruption in youth sport. Journal of Sports

Sciences， 31 （5）， 505-515.

Mele， A. R. （2006）. Self-deception and delusions. European Journal of Analytic

Philosophy， 2 （1）， 109-124.

Mitchell， J. （2000）. Living a lie： Self-deception， habit， and social roles. Human

Studies， 23 （2）， 145-156.

Nelkin， D. K. （2012）. Responsibility and self-deception： A framework. Humana.

MENTE Journal of Philosophical Studies， 5（20）， 117-139.

Nideffer， R. M. （1976）. The inner athlete： Mind plus muscle for winning. Thomas

and Crowell.

Nilsen， E. S.， amp; Valcke， A. （2018）. Children's sharing with collaborators versus

competitors： The impact of theory of mind and executive functioning. Journal

of Applied Developmental Psychology， 58， 38-48.

Pessoa， L.， amp; Engelmann， J. B. （2010）. Embedding reward signals into perception

and cognition. Frontiers in Neuroscience， 4 ， 17.

Quattrone， G. A.， amp; Tversky， A. （1984）. Causal versus diagnostic contingencies： On

self-deception and on the voter's illusion. Journal of Personality and Social

Psychology， 46 （2）， 237-248.

Ren， M. M.， Zhong， B. W.， Fan， W.， Dai， H. M.， Yang， B.， Zhang， W. J.， amp; Zhan， Y.

L. （2018）. The influence of self-control and social status on self-deception.

Frontiers in Psychology， 9， 1256.

Schultz， W. （2006）. Behavioral theories and the neurophysiology of reward. Annual

Review of Psychology， 57 （1）， 87-115.

Schwardmann， P.， amp; van der Weele， J. （2019）. Deception and self-deception.

Nature Human Behaviour， 3 （10）， 1055-1061.

Seymour， T. L.， Seifert， C. M.， Shafto， M. G.， amp; Mosmann， A. L. （2000）. Using

response time measures to assess \"guilty knowledge\". Journal of Applied

Psychology， 85 （1）， 30-37.

Shalvi， S.， Eldar， O.， amp; Bereby-Meyer， Y. （2012）. Honesty requires time （and lack

of justifications）. Psychological Science， 23 （10）， 1264-1270.

Sloman， S. A.， Fernbach， P. M.， amp; Hagmayer， Y. （2010）. Self-deception requires

vagueness. Cognition， 115 （2）， 268-281.

Starek， J. E.， amp; Keating， C. F. （1991）. Self-deception and its relationship to success

in competition. Basic and Applied Social Psychology， 12（2）， 145-155.

Tabatabaeian， M.， Dale， R.， amp; Duran， N. D. （2015）. Self-serving dishonest

decisions can show facilitated cognitive dynamics. Cognitive Processing，

16 （3）， 291-300.

Talbott， W. J. （1995）. Intentional self-deception in a single coherent self.

Philosophy and Phenomenological Research， 55（1）， 27-74.

Tang， H. H.， Wang， S.， Liang， Z. L.， Sinnott-Armstrong， W.， Su， S.， amp; Liu， C.

（2018）. Are proselfs more deceptive and hypocritical？ social image concerns

in appearing fair. Frontiers in Psychology， 9， 2268.

Tauer， J. M.， amp; Harackiewicz， J. M. （2004）. The effects of cooperation and

competition on intrinsic motivation and performance. Journal of Personality

and Social Psychology， 86 （6）， 849-861.

Uziel， L.， amp; Cohen， B. （2020）. Self-deception and discrepancies in self-evaluation.

Journal of Research in Personality， 88， 104008.

Vervoort， T.， Trost， Z.， Prkachin， K. M.， amp; Mueller， S. C. （2013）. Attentional

processing of other's facial display of pain： An eye tracking study. Pain，

154 （6）， 836-844.

von Hippel， W.， amp; Trivers， R. （2011）. The evolution and psychology of selfdeception.

Behavioral and Brain Sciences， 34（1）， 1-16.

Weisel， O.， amp; Shalvi， S. （2015）. The collaborative roots of corruption. Proceedings

of the National Academy of Sciences of the United States of America， 112 （34），

10651-10656.