1引言

自我欺騙（self-deception），也可以被稱(chēng)之為“自欺”，是指一種有意識(shí)的動(dòng)機(jī)性虛假信念，這種虛假信念是與真實(shí)信念相矛盾的（Pinker，2011）。個(gè)體有時(shí)會(huì)出于多種動(dòng)機(jī)，主動(dòng)扭曲事實(shí)，以相信與真實(shí)信念相反的虛假信念，即便這些信念不符合客觀事實(shí)，這種現(xiàn)象即為自我欺騙（鞠實(shí)兒等，2003;鐘羅金，莫雷，2019;Trivers，2000）。自我欺騙是一種復(fù)雜且普遍存在的心理現(xiàn)象，伴隨著情緒和認(rèn)知的交互作用，幾乎與生俱來(lái)地存在于個(gè)體之中（Fosteramp;Frijters，2014;Surbey，2011;Trivers，2000）。盡管以往研究多聚焦于自我欺騙的積極作用，然而在個(gè)體心理健康、行為模式及社會(huì)層面可能帶來(lái)的消極影響不容忽視，尤其是在道德領(lǐng)域（Hirschfeld etal.，2008；Johnson，1995;Leeamp;Klein，2002;Martinez-Gonzalezetal.，2016）。自我欺騙常被個(gè)體用作調(diào)節(jié)自身利益與道德標(biāo)準(zhǔn)沖突的策略，進(jìn)而維持個(gè)人形象，同時(shí)也被認(rèn)為是道德推脫背后的關(guān)鍵心理機(jī)制（Batsonetal.，1999；Tangetal.，2018）。研究表明，自我欺騙在不道德行為中的整個(gè)過(guò)程（行為前預(yù)測(cè)、行為中決策、行為后回憶與解釋?zhuān)┚l(fā)揮了重要作用（Epley amp; Dunning，200o；Mitchell et al.，1997）。首先，由于人們對(duì)自身的固有偏見(jiàn)，絕大多數(shù)人傾向于認(rèn)為自己是道德的（McGregoretal..2001；McGregor，2006），從而高估自已未來(lái)從事符合社會(huì)期望行為的可能性（Epleyamp;Dunning，2000）。其次，自我欺騙在即時(shí)的不道德決策中也起到關(guān)鍵作用。Tenbrunsel和Messick（2004）的研究發(fā)現(xiàn)，自我欺騙會(huì)導(dǎo)致行為決策出現(xiàn)偏差，使個(gè)體能夠在不損害自我形象的情況下獲取更多個(gè)人利益當(dāng)個(gè)體能夠說(shuō)服自己其行為是符合道德時(shí)，判斷偏差便會(huì)產(chǎn)生。再次，當(dāng)評(píng)估過(guò)去不道德的行為時(shí)，個(gè)體傾向于認(rèn)為自己的行為比實(shí)際更為道德（Mitchelletal.，1997）。這種機(jī)制使人們能夠?yàn)樽陨硇袨檗q護(hù)，并將表面上錯(cuò)誤的行為合理化。自我欺騙所導(dǎo)致的大腦“短路”可以顛覆人們的道德信仰，削弱對(duì)行為準(zhǔn)則和道德規(guī)范的重視，成為個(gè)人道德發(fā)展的重大障礙（Levy，2004;Turner，1975）。由于自我欺騙在不道德行為中的普遍存在，這一傾向不僅導(dǎo)致社會(huì)中不道德行為的頻繁發(fā)生，還可能引發(fā)種族屠殺和破壞全球合作社會(huì)等極為嚴(yán)重的后果（Babinoetal.，2018;Jones，1991;Kish-Gephartetal.，2010）。因此，考察不道德行為中自我欺騙的作用并深入探討關(guān)注道德標(biāo)準(zhǔn)對(duì)自我欺騙的抑制作用具有重要的社會(huì)效益。

自我欺騙是一把“雙刃劍”，它可以激發(fā)積極信念，提升自信心和主觀幸福感，促進(jìn)樂(lè)觀態(tài)度和心理健康（Epleyamp;Whitchurch，20o8;Pearsamp; Pugmire1982；Pinker，2011）。然而，自我欺騙也可能因信息真實(shí)性的喪失帶來(lái)巨大的利益損失，其消極作用尤為顯著地體現(xiàn)在道德層面（Von Hippelamp; Trivers，2011）。個(gè)體在實(shí)施不道德行為的同時(shí)，可以通過(guò)自我欺騙維持對(duì)自身道德形象的信念（Moore，2016;Tenbrunselamp;Messick，2004）。因此，自我欺騙是道德衰退的催化劑，助長(zhǎng)了不道德行為的發(fā)生（Levy，2004;Lu amp; Chang，2014）。

近年來(lái)，越來(lái)越多的研究者開(kāi)始關(guān)注自我欺騙在不道德行為中的作用（Levy，2004;Luamp;Chang，2014；Rick et al.，20o8；Tenbrunsel et al.，2010;Tenbrunselamp;Messick，2004）。自我欺騙被認(rèn)為是道德推脫背后的關(guān)鍵心理機(jī)制，個(gè)體通過(guò)自我欺騙來(lái)合理化不道德行為，從而維護(hù)自身的道德形象（Banduraetal.，1996;Batsonetal.，1999;Tangetal.，2018）。大多數(shù)人普遍認(rèn)為自己具有道德品質(zhì)（Greenwald，1980；VonHippelamp;Trivers，2011），并且傾向于夸大那些被社會(huì)高度重視的積極特質(zhì)，特別是在道德形象方面（Chance amp; Norton，2015；Shu amp; Gino，2012）。因此，當(dāng)個(gè)體采取與道德標(biāo)準(zhǔn)相悖的行為時(shí)通常會(huì)經(jīng)歷心理上的內(nèi)部沖突與認(rèn)知失調(diào)（Rholesetal.，1982）。作為一種防御機(jī)制，自我欺騙能夠通過(guò)調(diào)整自身信念，將不道德行為在認(rèn)知上重新定義為合理或正當(dāng)?shù)?，從而減少心理沖突，維護(hù)道德形象（Trivers，2000;Turk，2012）。研究發(fā)現(xiàn)個(gè)體在實(shí)施不道德行為后，往往通過(guò)自欺重新調(diào)整自己的道德認(rèn)同，以緩解內(nèi)心的不和諧感。自我欺騙使得個(gè)體可以將本質(zhì)上不道德的行為在認(rèn)知上視為無(wú)道德意義甚至是正當(dāng)?shù)?，進(jìn)而在實(shí)施這些行為時(shí)體驗(yàn)到更少的內(nèi)部沖突（Bandura，2011；Ditto amp; Lopez，1992;Kunda，1990;Roeser et al.， 2016）。

Tenbrunsel 和 Messick （2004）提出了“道德褪色\"理論，用以解釋自我欺騙在不道德行為中的作用。自我欺騙能夠使道德色彩在決策過(guò)程中逐漸褪去，將原本具有道德含義的行為重新編碼為不涉及道德的行為。在這一過(guò)程中，利己主義與道德原則之間的權(quán)衡被模糊化，導(dǎo)致行為決策的倫理逐漸減弱，使道德含義變得模糊不清（Kunda，1990;Roeseretal.，2016;Tenbrunselamp;Messick，2004）。自我欺騙導(dǎo)致對(duì)某些信息的忽視和錯(cuò)誤信念，這種情況可能會(huì)在道德責(zé)任的判斷和對(duì)行為后果的估計(jì)中引發(fā)嚴(yán)重的錯(cuò)誤（Bok，1985）。自我欺騙就像一種“道德漂白劑”，消除了決策中的道德色彩，使個(gè)體能合理化自身的不道德行為（Dittoamp;Lopez，1992）。因此，個(gè)體在做出行為決策時(shí)能夠巧妙地繞過(guò)自身的道德標(biāo)準(zhǔn)，從而增加不道德行為的發(fā)生可能性（Tenbrunselamp;Messick，2004）。此外，道德褪色理論還指出，個(gè)體會(huì)采取自我欺騙策略積極尋找或創(chuàng)造有利于自我道德形象的證據(jù)（Moore，2016）。個(gè)體的信念也會(huì)隨著內(nèi)部心理狀態(tài)和外部情境的變化而不斷調(diào)整（Johnsonamp;Fowler，2011）。當(dāng)個(gè)體發(fā)現(xiàn)自身的原有觀念與新的環(huán)境產(chǎn)生沖突時(shí)，會(huì)調(diào)整或改變信念，以適應(yīng)新的情境。同樣地，當(dāng)個(gè)體內(nèi)部心理狀態(tài)出現(xiàn)不和諧時(shí)，為了恢復(fù)心理平衡，個(gè)體也會(huì)調(diào)整信念以維護(hù)內(nèi)部的和諧（Trivers，2000；Turk，2012）。這一理論認(rèn)為，自我欺騙的本質(zhì)在于不同狀態(tài)之間的相互轉(zhuǎn)化。然而，在信念調(diào)整的過(guò)程中，個(gè)體并非完全顛覆原有觀念，而是將新的信息與已有信念整合，形成更具適應(yīng)性的信念體系（Politzeramp;Carles，2001）。然而，信念調(diào)整的相關(guān)理論仍然停留在概念層面，缺乏實(shí)證研究來(lái)驗(yàn)證不道德行為中的自我欺騙過(guò)程以及道德褪色現(xiàn)象。

另外，自我欺騙作為道德推脫背后的內(nèi)在心理機(jī)制，常被個(gè)體用作策略，以處理個(gè)人利益與道德標(biāo)準(zhǔn)之間的沖突，從而維持自身的道德形象（Banduraetal.，1996;Batson etal.，1999;Tanget al.，2018）。通過(guò)扭曲自己的道德信念，個(gè)體能夠進(jìn)行原本被認(rèn)為是不道德的行為，并在行為發(fā)生后依然保持自認(rèn)為良好的道德形象（Johnson，1995;Ricketal.，2008）。已有研究表明，實(shí)施暴力行為的人并不一定是由臨床病理所驅(qū)動(dòng)的。相反，他們并不為自己的行為帶來(lái)的道德后果感到擔(dān)憂，而是通過(guò)自我欺騙維持積極的道德自我概念（Shawetal.，2011）。Tenbrunsel和Messick（2004）指出，正是因?yàn)樽晕移垓_能夠讓人們?cè)诓桓械絻?nèi)疚的情況下進(jìn)行不道德行為，它猶如“催化劑”，助長(zhǎng)了不道德行為的產(chǎn)生?；诖?，本研究提出假設(shè)1：不道德行為更容易誘發(fā)自我欺騙行為。

盡管直接探討道德標(biāo)準(zhǔn)對(duì)自我欺騙影響的研究較少，但有學(xué)者指出，自我欺騙與道德標(biāo)準(zhǔn)在維持和更新自我概念以及道德推脫中的作用截然相反（Banduraetal.，1996;Fleeson，2001）。一方面，自我概念維持理論認(rèn)為，為了維持積極的自我形象，個(gè)體的行為會(huì)反映在其自我概念中。如果行為不符合社會(huì)規(guī)范，個(gè)體通常會(huì)更新自我概念。然而，如果某些不道德行為在自我概念中被合理化為可以接受或不嚴(yán)重的，個(gè)體可能不會(huì)更新自我概念，進(jìn)而導(dǎo)致更多不道德行為的發(fā)生（Fleeson，2001;Wangamp;Toure-Tillery，2024）。自我欺騙在不道德行為中往往通過(guò)委婉和寬松的方式對(duì)自身行為進(jìn)行定義，將本質(zhì)上不道德的行為合理化為可接受的（Dittoamp;Lopez，1992；Kunda，1990；Roeseretal.，2016。另一方面，道德標(biāo)準(zhǔn)的關(guān)注則促使個(gè)體對(duì)道德與不道德行為進(jìn)行更加嚴(yán)格和準(zhǔn)確的判斷，任何不道德行為都更可能反映在其自我概念中（Beringetal.，2005）。此外，道德標(biāo)準(zhǔn)具有自我調(diào)節(jié)功能，當(dāng)個(gè)體做出不道德行為時(shí)，會(huì)引發(fā)內(nèi)疚、自責(zé)和內(nèi)心沖突，從而抑制不道德行為的發(fā)生（Banduraetal.1996）。然而，在道德推脫過(guò)程中，自我欺騙削弱了道德標(biāo)準(zhǔn)的自我調(diào)節(jié)功能，緩解了因不道德行為引發(fā)的內(nèi)部沖突，從而助長(zhǎng)了更多不道德行為的發(fā)生（Batson et al.，1999;Tenbrunsel amp; Messick， 2004）。基于此，本研究提出假設(shè)2：道德標(biāo)準(zhǔn)抑制了不道德行為中的自我欺騙的產(chǎn)生。

以往研究通常采用主觀報(bào)告的量表得分或通過(guò)主觀報(bào)告與行為反應(yīng)的不一致來(lái)測(cè)量個(gè)體是否產(chǎn)生自我欺騙，但這種主觀測(cè)量方式可能存在偏差（Chanceamp;Norton，2015;Sheridanetal.，2015）。隨著實(shí)驗(yàn)范式的不斷發(fā)展以及腦科學(xué)技術(shù)的進(jìn)步，研究者們開(kāi)始利用各種腦科學(xué)技術(shù)來(lái)探索欺騙及自我欺騙的內(nèi)在神經(jīng)機(jī)制，如事件相關(guān)電位（ERPs）和功能性磁共振成像（fMRI。內(nèi)側(cè)前額葉皮層在自欺發(fā)揮重要作用（Abeetal.，2007；Farrowetal.，2015;Leeet al.，20o9）。事件相關(guān)電位（Event-related potential，ERP）是一種常用且優(yōu)秀的技術(shù)，用于測(cè)量高時(shí)間分辨率的結(jié)果評(píng)估處理下神經(jīng)反應(yīng)的時(shí)間過(guò)程（范偉等，2022;Gangl etal.，2017）。因此，本研究通過(guò)ERP技術(shù)探索了不道德行為中道德標(biāo)準(zhǔn)對(duì)自欺行為影響的神經(jīng)反應(yīng)?；谝酝难芯?，本研究選擇N1、P2、N2和P300作為檢測(cè)自我欺騙的潛在生理指標(biāo)。

首先，N1成分與決策中的信息加工過(guò)程（無(wú)具是對(duì)決策刺激的注意過(guò)程）有關(guān)（Cuthbert et al.，1998）。研究表明，個(gè)體投入的注意資源越多，其N(xiāo)1波幅就越大（Martinamp;Potts，2009）。有研究發(fā)現(xiàn)N1是對(duì)視覺(jué)感知刺激反應(yīng)較為敏感的成分，自我欺騙主要發(fā)生在反應(yīng)的早期階段，反映了大腦感知覺(jué)區(qū)域的敏感性（范偉 等，2022;Jian etal.，2019）。其次，有學(xué)者采用ERP 技術(shù)研究反饋對(duì)自我欺騙的影響，發(fā)現(xiàn)積極反饋和模糊反饋可能促進(jìn)自我欺騙的產(chǎn)生，且自我欺騙會(huì)誘發(fā)較大的P2成分（范偉等，2022；鐘羅金 等，2019）。P2與個(gè)體的覺(jué)醒水平相關(guān)，反映了注意力捕捉（Carretieetal.，2001;Potts2004）。研究還發(fā)現(xiàn)，自我欺騙主要激活P2成分，這與P2波幅反映個(gè)體更關(guān)注積極、正向結(jié)果的觀點(diǎn)相一致（范偉 等，2022;Rottenburger et al.，2019）。因此，P2成分也可能是衡量自我欺騙的一個(gè)指標(biāo)。再者，研究發(fā)現(xiàn)自控力較低的個(gè)體更容易表現(xiàn)出更多的欺騙行為，且N2 波幅更大（Fan etal.，2020）。欺騙通常被認(rèn)為是一種不道德行為，個(gè)體在欺騙時(shí)會(huì)出現(xiàn)認(rèn)知和道德的雙重沖突，尤其是在個(gè)人利益和道德標(biāo)準(zhǔn)之間做出權(quán)衡時(shí)（Ofenetal.，2016）。因此，欺騙比誠(chéng)實(shí)需要更多的執(zhí)行控制。關(guān)于欺騙行為的腦電研究顯示，N2成分的增大表明在欺騙行為中，個(gè)體需要更多的執(zhí)行控制進(jìn)而抑制認(rèn)知和道德的雙重沖突（Hu etal.，2015）。N2成分是認(rèn)知控制的核心成分，其波幅增大表明大腦在處理沖突信息時(shí)更加活躍（Piresetal.，2014）。而自我欺騙可能涉及到復(fù)雜的內(nèi)部沖突，可能表現(xiàn)為N2波幅的增大。因此，將N1、P2和 N2成分作為自我欺騙的測(cè)量指標(biāo)是有必要的。此外，與說(shuō)真話相比，說(shuō)謊的P300振幅減弱（Suchotzkietal.，2015;Wuetal.，2009）。同理，以往研究發(fā)現(xiàn)欺騙行為也會(huì)誘發(fā)更小的P3成分（Huetal.，2015）。大量研究表明，自我控制資源充足比自我控制資源衰竭組誘發(fā)了更小的P3波幅（Christ et al.， 2008; Cui et al.， 2017; Fan et al.， 2021;Hu etal.，2015;Wu etal.，2009）。以往ERPs研究發(fā)現(xiàn)，更小的P3波幅反映了執(zhí)行控制的參與，當(dāng)實(shí)驗(yàn)操作增加了執(zhí)行控制的需求時(shí)，P3波幅將會(huì)減小這些操作包括知覺(jué)負(fù)荷、雙任務(wù)、模糊分類(lèi)和刺激反應(yīng)不相容等（Debeyetal.，2012）。在人類(lèi)欺騙行為中，認(rèn)知負(fù)荷是識(shí)別欺騙行為的重要指標(biāo)（VonHippelamp;Trivers，2011）。欺騙認(rèn)知負(fù)荷假說(shuō)認(rèn)為欺騙具有雙重任務(wù)特征，需要注意資源（Suchotzkietal.，2015;Vrijetal.，2011）。在欺騙行為中，個(gè)體在處理個(gè)人利益與道德標(biāo)準(zhǔn)沖突時(shí)，需要更多的認(rèn)知資源來(lái)監(jiān)控和解決沖突。而自我欺騙行為作為人際間欺騙方式存在的依據(jù)之一，是具有節(jié)省認(rèn)知資源、減少認(rèn)知負(fù)荷的優(yōu)點(diǎn)。研究發(fā)現(xiàn)，自我欺騙通過(guò)損害非隨意性意識(shí)記憶以減少認(rèn)知負(fù)荷，且高認(rèn)知負(fù)荷環(huán)境可能進(jìn)一步促進(jìn)自我欺騙的發(fā)生（Jianetal.，2019），這種認(rèn)知負(fù)荷的減少可能與更大的P300波幅有關(guān)（Yangetal.，2024）。因?yàn)樽晕移垓_的個(gè)體不需要在道德和個(gè)人利益之間進(jìn)行復(fù)雜的權(quán)衡，他們可能會(huì)通過(guò)自我合理化或忽視道德標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行快速?zèng)Q策可能涉及到較少的認(rèn)知資源投人，表現(xiàn)為P300波幅的增大。也有研究發(fā)現(xiàn)，P300也反映了內(nèi)隱的自我積極偏差（Chenetal.，2014）。因此，本研究將P300也納人衡量自我欺騙的指標(biāo)中。基于此，本研究提出假設(shè)3：相比于誠(chéng)實(shí)試次，被試在不道德行為中的自我欺騙誘發(fā)了更大的N1、P2、N2以及P300。

本研究通過(guò)兩個(gè)實(shí)驗(yàn)，運(yùn)用事件相關(guān)電位技術(shù)考察不道德行為情境下自我欺騙的神經(jīng)機(jī)制。實(shí)驗(yàn)1采用發(fā)送者-接受者范式，通過(guò)分析N1、P2、N2以及P300成分，探討自我欺騙認(rèn)知過(guò)程的電生理機(jī)制。實(shí)驗(yàn)2引入道德標(biāo)準(zhǔn)啟動(dòng)任務(wù)，探究道德標(biāo)準(zhǔn)對(duì)自我欺騙的影響，并通過(guò)分析腦電成分的變化考察道德標(biāo)準(zhǔn)的抑制作用。本研究預(yù)期將揭示不道德行為中自我欺騙的腦電活動(dòng)特征，并闡明道德標(biāo)準(zhǔn)如何調(diào)節(jié)自我欺騙過(guò)程。這將為理解和干預(yù)不道德行為提供重要的神經(jīng)科學(xué)依據(jù)。

2 實(shí)驗(yàn)1：不道德行為中自我欺騙的內(nèi)在神經(jīng)機(jī)制

2.1 實(shí)驗(yàn)?zāi)康呐c假設(shè)

實(shí)驗(yàn)1考察不道德行為中自我欺騙的內(nèi)在神經(jīng)機(jī)制。研究假設(shè)：（1）欺騙試次中選擇小于真實(shí)信念的比例顯著大于誠(chéng)實(shí)試次中選擇小于真實(shí)信念的比例。（2）相比于誠(chéng)實(shí)試次，被試在欺騙試次中會(huì)誘發(fā)更大的N2以及P300成分。（3）在腦后區(qū)，相比較誠(chéng)實(shí)，欺騙試次會(huì)誘發(fā)更大的P2成分。

2.2 研究方法

2.2.1 被試

使用G-power3.1計(jì)算所需樣本量，在保證效應(yīng)量Cohen’s d=0.5 的前提下，設(shè)定 ，至少需要27名被試才能達(dá)到 80% （204號(hào) （1-β） 的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)力（Fauletal.，2007）。最終招募30名湖南師范大學(xué)的在校大學(xué)生，其中5名具有極端數(shù)據(jù)的被試被剔除（試次中的欺騙比率低于 10% ，或者大于 90% ），最后對(duì)25名被試的數(shù)據(jù)被納入分析（男15名， M= 21.03± 2.12 歲）。所有被試視力或矯正視力正常，并且之前均未參加過(guò)類(lèi)似實(shí)驗(yàn)。本實(shí)驗(yàn)獲得湖南師范大學(xué)倫理委員會(huì)的認(rèn)可，并且被試簽署實(shí)驗(yàn)知情同意書(shū)，在實(shí)驗(yàn)結(jié)束后給予一定的報(bào)酬。

2.2.2 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

采用2（行為決策：欺騙vs.誠(chéng)實(shí)）單因素兩水平被試內(nèi)實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)。因變量為預(yù)測(cè)小于真實(shí)信念的比例以及ERP數(shù)據(jù)的N1、P2、N2和P300成分。

2.2.3 實(shí)驗(yàn)材料

彩票抽獎(jiǎng)任務(wù)范式：本實(shí)驗(yàn)采用彩票抽獎(jiǎng)任務(wù)范式結(jié)合誘發(fā)個(gè)體主動(dòng)不道德行為的發(fā)送者-接受者任務(wù)范式考察不道德行為對(duì)自我欺騙影響（Samad，2020）。選取該任務(wù)范式的原因在于：自我欺騙的經(jīng)典定義認(rèn)為自我欺騙發(fā)生的必要條件是個(gè)體在腦海中同時(shí)存在兩個(gè)互相矛盾的信念，一個(gè)真實(shí)信念而另一個(gè)是虛假信念（Guramp;Sackeim，1979;Pinker，2011）。彩票抽獎(jiǎng)任務(wù)范式將被試的真實(shí)信念轉(zhuǎn)化為了可以量化和計(jì)算的概率值 （P_true） 通過(guò)比較被試的真實(shí)信念和預(yù)測(cè)信念可以更加直觀的觀察到被試是否在發(fā)送者-接受者任務(wù)的預(yù)測(cè)中產(chǎn)生了虛假的信念，對(duì)于被試是否發(fā)生了自我欺騙能做出相對(duì)更加直接的推斷。

首先，主試通過(guò)抽獎(jiǎng)任務(wù)測(cè)試被試對(duì)隨機(jī)概率P的真實(shí)信念 （P_true） （Andreoni amp; Sanchez，2020;Schotteramp;Trevino，2014）（見(jiàn)圖1）。為更加精確地測(cè)試被試對(duì)隨機(jī)概率 P 值的真實(shí)信念 （P_true） ，本研究將選項(xiàng)之間概率的間隔設(shè)定為 5% 。在抽獎(jiǎng)任務(wù)中，屏幕依次呈現(xiàn)一左一右兩種彩票進(jìn)行選擇：左側(cè)彩票的獲獎(jiǎng)概率為隨機(jī)概率P（例如，獲得15元的概率由計(jì)算機(jī)隨機(jī)生成），而右側(cè)彩票的獲獎(jiǎng)概率是明確的（例如， 80% 獲得15元， 20% 獲得0元）。在抽獎(jiǎng)任務(wù)中，當(dāng)被試的選擇從右側(cè)彩票切換到左側(cè)彩票時(shí)，右側(cè)明確概率的兩個(gè)相鄰值（即切換點(diǎn)的上限值和下限值）的平均值被用作估計(jì)被試對(duì)隨機(jī)概率P值的真實(shí)信念 （P_true） 。通過(guò)11次選擇的切換點(diǎn)，我們得到了被試對(duì)隨機(jī)概率P值的真實(shí)信念 （P_true） 。需要說(shuō)明的是，每位被試的真實(shí)信念 （P_true） 都是一個(gè)具體的數(shù)值，且各被試的真實(shí)信念互不相同。

圖1抽獎(jiǎng)任務(wù)矩陣圖

其次，在發(fā)送者-接受者任務(wù)范式中的每個(gè)獎(jiǎng)金分配方案的試次中，被試根據(jù)方案獲得自己的獎(jiǎng)金，而接受者的獎(jiǎng)金則受一個(gè)未知隨機(jī)概率P的影響，這意味著接受者有一定概率P獲得金錢(qián)。在每次被試對(duì)獎(jiǎng)金分配方案進(jìn)行選擇后，被試需要判斷接受者獲得獎(jiǎng)金的隨機(jī)概率P是大于還是小于其自身的真實(shí)信念 （P_true） 。具體而言，被試按下\"F\"鍵表示預(yù)測(cè)接受者獲得獎(jiǎng)金的隨機(jī)概率P小于自身的真實(shí)信念 （Ptrue） ，即認(rèn)為接受者獲得金錢(qián)的可能性較低。若被試按下“J\"鍵表示預(yù)測(cè)接受者獲得獎(jiǎng)金的隨機(jī)概率 P 大于自身的真實(shí)信念 （Pgt;P_true） ，即認(rèn)為接受者獲得獎(jiǎng)金的可能性較高。如果被試在發(fā)送者-接受者任務(wù)中的行為決策被誘導(dǎo)產(chǎn)生欺騙行為并且在后期預(yù)測(cè)接受者獲得金錢(qián)的可能性比較低（即選擇 Ptrue） ，這種行為可以被解釋為一種自我辯解：“我欺騙你并非因?yàn)槲也坏赖?，而是因?yàn)槲覍?duì)隨機(jī)概率持悲觀態(tài)度，即使誠(chéng)實(shí)發(fā)送對(duì)你更有利的分配方案，你也可能拿不到獎(jiǎng)金”的自我辯解。通過(guò)記錄被試在發(fā)送者-接受者任務(wù)中對(duì)接受者獲得獎(jiǎng)金的隨機(jī)概率P的判斷（大于或小于自身的真實(shí)信念P_true） ，我們可以考察被試是否產(chǎn)生了虛假的信念，從而進(jìn)一步探討其是否發(fā)生了自我欺騙。

發(fā)送者-接受者任務(wù)：發(fā)送者-接受者任務(wù)范式是近年來(lái)廣泛應(yīng)用于研究不誠(chéng)實(shí)和欺騙行為的研究方法之一，具備較高的生態(tài)效度（Shusteramp;Levy，2020;Zheltyakovaetal.，2020）。在該任務(wù)中，參與者被分為信息的發(fā)送者和接受者兩個(gè)角色，被試充當(dāng)發(fā)送者。在任務(wù)中，發(fā)送者和接受者要共同分配一筆獎(jiǎng)金，有兩個(gè)分配方案，一個(gè)方案對(duì)發(fā)送者有利，即發(fā)送者能分配到更多的獎(jiǎng)金；另一個(gè)方案對(duì)接受者有利，即接受者能分配到更多的獎(jiǎng)金。在實(shí)驗(yàn)1中的發(fā)送者-接受者任務(wù)中，主試并未直接要求被試進(jìn)行欺騙行為，而是誘導(dǎo)被試自主選擇是否做出不誠(chéng)實(shí)的欺騙行為，即發(fā)生主動(dòng)不道德行為（Shuster amp; Levy，2020; Zheltyakova etal.，2020）。被試被指示要向另一名玩家發(fā)送一則信息，信息的內(nèi)容是“選項(xiàng)對(duì)你而言是更有利的”，并最終按照這一方案分配獎(jiǎng)金。接受者只會(huì)看到最終發(fā)送的方案，看不到具體的分配數(shù)額。在任務(wù)中，如果被試選擇按照要求發(fā)送對(duì)接受者更有利的方案，則被視為誠(chéng)實(shí)行為；如果被試為了自已得到更多的金錢(qián)而選擇發(fā)送對(duì)自己更有利的方案，則被視為欺騙行為。為了讓被試在行為決策中有足夠的欺騙試次與誠(chéng)實(shí)試次進(jìn)行分析，實(shí)驗(yàn)開(kāi)始前被試被告知實(shí)驗(yàn)過(guò)程中發(fā)送的選項(xiàng)可以根據(jù)自己意愿進(jìn)行選擇，間接提示被試存在欺騙的機(jī)會(huì)。在實(shí)驗(yàn)1中，被試總共會(huì)進(jìn)行180個(gè)trials的試次選擇（如圖2）。

2.2.4 實(shí)驗(yàn)程序

整個(gè)實(shí)驗(yàn)包括兩個(gè)階段，被試需要先進(jìn)行彩票抽獎(jiǎng)任務(wù)再完成發(fā)送者-接受者任務(wù)。在被試進(jìn)行腦電實(shí)驗(yàn)的前一天，先完成彩票抽獎(jiǎng)任務(wù)測(cè)試被試對(duì)于隨機(jī)概率的真實(shí)信念 （P_true） 。主試會(huì)告知被試抽獎(jiǎng)任務(wù)中的獎(jiǎng)金是額外的，與第二個(gè)階段任務(wù)無(wú)關(guān)。抽獎(jiǎng)任務(wù)中，屏幕上會(huì)依次呈現(xiàn)一左一右兩種彩票供被試選擇，其中左邊彩票的獲獎(jiǎng)概率是隨機(jī)概率P，右邊彩票的獲獎(jiǎng)概率是明確的，被試一共做11次選擇（見(jiàn)圖3）。

在實(shí)驗(yàn)的第二階段，被試需要帶上電極帽進(jìn)行發(fā)送者-接受者任務(wù)并收集腦電數(shù)據(jù)。主試首先告知被試，他們需要完成一個(gè)雙人互動(dòng)的信息發(fā)送任務(wù)，并安排實(shí)驗(yàn)助手扮演另一名玩家與被試見(jiàn)面。接著，主試將兩人分開(kāi)，把被試帶到一個(gè)單獨(dú)的房間，并讓被試坐在電腦桌前準(zhǔn)備開(kāi)始任務(wù)。主試隨后講述任務(wù)規(guī)則：本次任務(wù)中有兩名角色，一名是信息的發(fā)送者（被試本人），另一名是信息的接受者（實(shí)驗(yàn)助手）。每次任務(wù)中，雙方會(huì)共同分配一筆獎(jiǎng)金，提供兩個(gè)分配方案選項(xiàng)A和B供被試選擇。被試需要向接受者發(fā)送一則信息：“選項(xiàng)_對(duì)你而言是更有利的”，并選擇A或者B方案發(fā)送給接受者。無(wú)論被試選擇哪個(gè)方案發(fā)送，最終會(huì)按照所選方案進(jìn)行獎(jiǎng)金分配，接受者只會(huì)看到最終發(fā)送的分配方案。在獎(jiǎng)金分配時(shí)，被試會(huì)獲得應(yīng)得的獎(jiǎng)金，而接受者獲得應(yīng)得獎(jiǎng)金的概率是（P），反之有（1-P）的概率什么也得不到。被試在選擇完發(fā)送信息的方案之后，主試會(huì)要求被試對(duì)接受者獲得獎(jiǎng)金的概率進(jìn)行判斷，包括兩個(gè)選項(xiàng)： Ptrue 和 Pgt;P_true"，且決策不會(huì)影響雙方的任何收益。被試經(jīng)過(guò)練習(xí)階段以熟悉任務(wù)規(guī)則后正式開(kāi)始實(shí)驗(yàn)，在每次試次任務(wù)中所累積的獎(jiǎng)金最終會(huì)按固定比例換算成人民幣作為任務(wù)的獎(jiǎng)勵(lì)。實(shí)驗(yàn)開(kāi)始前有10個(gè)練習(xí)試次，正式實(shí)驗(yàn)包含180個(gè)試次。初始時(shí)，屏幕中呈現(xiàn) 300ms 的注視點(diǎn)，然后呈現(xiàn) 500ms 的信息界面，顯示即將發(fā)送給接受者的信息。接著呈現(xiàn)A和B兩種分配方案供被試選擇，選擇A方案按F\"鍵，選擇B方案按\"J\"鍵，呈現(xiàn)時(shí)間為 1500ms 。若被試按\"F\"鍵則意味著發(fā)送給接受者的信息為“選項(xiàng)A對(duì)你而言是更有利的”。若被試按“J\"鍵，則意味著發(fā)送給接受者的信息為“選項(xiàng)J對(duì)你而言是更有利的”。被試完成選擇后進(jìn)入 300ms 的等待界面，顯示信息發(fā)送中。如果被試在規(guī)定時(shí)間內(nèi)未進(jìn)行方案選擇，則顯示系統(tǒng)正隨機(jī)發(fā)送信息， 200ms 的黑屏后進(jìn)人預(yù)測(cè)界面。在腦電實(shí)驗(yàn)的預(yù)測(cè)階段，將前一天測(cè)試被試的真實(shí)信念 （P_true） 作為參照，被試會(huì)在接受者獲得獎(jiǎng)金的隨機(jī)概率（P）是大于還是小于自身的真實(shí)信念 （P_true） 。若被試按F\"鍵，則意味著被試認(rèn)為接受者獲得獎(jiǎng)金的隨機(jī)概率（P）小于自身的真實(shí)信念（P_true） 。若被試按\"J\"鍵，則意味著被試認(rèn)為接受者獲得獎(jiǎng)金的隨機(jī)概率（P）大于自身的真實(shí)信念 （P_true） 做出選擇后繼續(xù)進(jìn)入下一個(gè)試次。

圖2發(fā)送者-接受者任務(wù)圖注：彩圖見(jiàn)電子版，下同

圖3實(shí)驗(yàn)1流程圖

2.2.5 數(shù)據(jù)收集與分析

（1）行為數(shù)據(jù)

實(shí)驗(yàn)采用E-prime2.0呈現(xiàn)實(shí)驗(yàn)程序并完成數(shù)據(jù)采集。數(shù)據(jù)預(yù)處理中，為了確保統(tǒng)計(jì)效應(yīng)，被試在所有試次中選擇誠(chéng)實(shí)和欺騙的試次不能過(guò)少（Shusteramp;Levy，2020; Zheltyakova et al.，2020）。依據(jù)前人文獻(xiàn)，本實(shí)驗(yàn)納入欺騙率在 10%～90% 之間的被試數(shù)據(jù)，剔除欺騙率小于 10% 或大于 90% 的數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)處理和呈現(xiàn)中，將被試在抽獎(jiǎng)任務(wù)中從右邊選項(xiàng)切換到左邊選項(xiàng)時(shí)的兩個(gè)概率的平均數(shù)記為真實(shí)信念 （P_true） 。將被試在發(fā)送者-接受者任務(wù)范式中接受者獲得的獎(jiǎng)金記為未知隨機(jī)概率（P）。數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)分析中，本實(shí)驗(yàn)對(duì)欺騙試次和誠(chéng)實(shí)試次的選擇^lt;Ptrue ”選項(xiàng)的比例進(jìn)行配對(duì)樣本 t 檢驗(yàn)。

（2）腦電數(shù)據(jù)記錄和分析

本研究采用64 通道的放大器（ANT Neuro，Enschede，Netherlands）和64導(dǎo)電極帽進(jìn)行腦電記錄，電極排列符合國(guó)際10-20系統(tǒng)定位標(biāo)準(zhǔn)。腦電信號(hào)記錄時(shí)以 CP_Z 點(diǎn)作為參考電極，雙側(cè)乳突M1以及M2作為離線參考。所有電極與頭皮之間的阻抗都小于 5kΩ ，采樣率為 500Hz/ 導(dǎo)。使用MATLAB2017b采集腦電圖數(shù)據(jù)和EEGLAB14.1.2工具箱（Delormeamp;Makeig，2004;Plochletal.，2012）進(jìn)行數(shù)據(jù)分析。首先，對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行濾波，濾波工具是EEGLAB工具包內(nèi)置的 HammingwindowedsincFIR（finite impulseresponse）濾波器，參數(shù)為 0.1～ 30Hz （filterslopes：24dB/octave）。然后，利用ICA（獨(dú)立成分分析，Independent Component Analysis）方法去除腦電中的水平和垂直眼電和偽跡（Delormeamp; Makeig，2004）。波幅大于 ±70μV 視為偽跡而自動(dòng)剔除。之后，對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行分段，從每個(gè)決策界面呈現(xiàn)前 200ms 至 800ms 的連續(xù)數(shù)據(jù)文件中提取epoch（見(jiàn)圖3中的\"做出選擇\"）。決策界面呈現(xiàn)前 -200ms 至 0ms 時(shí)間窗口內(nèi)的活動(dòng)作為每個(gè)ERP的基線。

在本研究中，如果參與者選擇了 ^ePtrue 選項(xiàng)，它被認(rèn)為是分析自我欺騙發(fā)生的有效試次。根據(jù)本研究目的、腦地形圖及視覺(jué)檢測(cè)，我們分析的是時(shí)間窗N1（ 20～80ms） 、P2（ $1 0 0 { ＼sim } 2 0 0 ＼ ＼mathrm { m s } ＼ ＼$ 、N2（ 150～250ms 和P300（ 200～300ms 的平均成分。本研究進(jìn)行兩因素被試內(nèi)方差分析2（行為決策：誠(chéng)實(shí) vs.欺騙） ×5 [腦區(qū)：額區(qū)（F3，F(xiàn)z，F(xiàn)4）vs.額中區(qū)（FC3， FCz， FC4）vs.中央?yún)^(qū)（C3，Cz，C4）vs.中頂區(qū)（CP3，CPz，CP4）vs.頂區(qū)（P3，Pz，P4）]；以及2（行為決策：誠(chéng)實(shí)vs.欺騙） × 3 [腦半球：左半球（F3、FC3、C3、CP3、P3）Vs.中央?yún)^(qū)（ Fz 、FCz、Cz、CPz、Pz）vs.右半球 （F4，F(xiàn)C4，C4，CP4，P4）]° 主效應(yīng)和交互效應(yīng)的p值采用Greenhouse-Geisser方法對(duì)違反球度假設(shè)的p值進(jìn)行校正，對(duì)多重比較采用Bonferroni校正。

2.3 研究結(jié)果

2.3.1 行為結(jié)果

采用配對(duì)樣本 t 檢驗(yàn)，對(duì)被試在欺騙試次中預(yù)測(cè)小于真實(shí)信念的比例 （P_dtrue） 與被試在誠(chéng)實(shí)試次中預(yù)測(cè)小于真實(shí)信念的比例 （P_htrue） 進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，欺騙試次中的預(yù)測(cè)信念小于真實(shí)信念的比例 （P_dtrue） 三 （M±SD= 62.12%± 15.36% 顯著大于誠(chéng)實(shí)試次中的預(yù)測(cè)信念小于真實(shí)信念的比例 （P_htrue） 二 （M±SD=51.12%±12.74%） ，t（24）=3.09 p=0.005 ，Cohen's d=0.78 ， 95%CI= [3.66，18.35]（見(jiàn)圖4）。

圖4不同行為決策條件下預(yù)測(cè)小于真實(shí)信念的比例

2.3.2 ERP結(jié)果

（1） N1 （20-80ms）

通過(guò)對(duì)N1成分進(jìn)行2（行為決策：誠(chéng)實(shí)vs.欺騙） ×5 （腦區(qū)：額區(qū)vs.額中區(qū)vs.中央?yún)^(qū)vs.中頂區(qū)vs.頂區(qū)）的重復(fù)測(cè)量方差分析可知，行為決策的主效應(yīng)不顯著， F（1，24）=0.01，p=0.924 腦區(qū)的主效應(yīng)具有顯著的差異， ， plt; 0.001， η_p²=0.33 。通過(guò)事后多重比較發(fā)現(xiàn)，額區(qū) （M± Standard Error 誘發(fā)的N1成分顯著大于中頂區(qū) （M±SE=0.25±0.17μV） ， p= 0.007， 95%CI=[0.12，1.11 ]；和頂區(qū) （M±SE=0.12± 0.18μV） ， p=0.015 ， 95%CI=[0.10，1.40] 。額中區(qū)（M±SE=0.70±0.20μV） 誘發(fā)的N1成分顯著大于中頂區(qū) CI =[0.10，0.80];和頂區(qū) （M±SE=0.12±0.18μV） ， p= 0.027， 95%CI=[0.04，1.12] 。中央?yún)^(qū) （M±SE=0.53± 0.18μV） 誘發(fā)的N1成分顯著大于中頂區(qū) （M±SE= 0.25±0.17μV， ， p=0.001 ， 95%CI=[0.09 0.47];和頂區(qū) （M±SE=0.12±0.18μV），p=0.034，95%CI= [0.02，0.81]。行為決策與腦區(qū)的交互作用不顯著， F （4，96）=3.33 p=0.061 （見(jiàn)圖5）。

通過(guò)對(duì)N1成分進(jìn)行2（行為決策：誠(chéng)實(shí)vs.欺騙） ×3 （腦半球：左半球vs.中央?yún)^(qū)vs.右半球）的重復(fù)測(cè)量方差分析可知，行為決策的主效應(yīng)不顯著，F(xiàn)（1，24）=0.009 ， p=0.924 。腦半球的主效應(yīng)具有顯著性的差異， ， plt; 0.001 ， η_p²= 0.390 。通過(guò)事后比較發(fā)現(xiàn)，左半球 （M±SE=0.70± 0.19μV） 誘發(fā)的N1成分顯著大于右半球 p=0.001 ， 95% %CI=[0.18， 0.80];中央?yún)^(qū) （M±SE=0.57±0.18μV） 誘發(fā)的N1成分顯著大于右半球 （M±SE=0.21±0.17μV） ， plt;0.001 95%CI=[0.19，0.54] 。行為決策與腦半球的交互作用不顯著， F（2，48）=0.73，p=0.485 （見(jiàn)圖5）。

（2）P2（ 100～200ms ）

通過(guò)對(duì)P2成分進(jìn)行2（行為決策：誠(chéng)實(shí)vs.欺騙） ×5 （腦區(qū)：額區(qū)vs.額中區(qū)vs.中央?yún)^(qū)vs.中頂區(qū)vs.頂區(qū)）的重復(fù)測(cè)量方差分析可知，行為決策的主效應(yīng)不顯著， F（1，24）=3.51，p=0.073 。腦區(qū)的主效應(yīng)不顯著， F（4，96）=0.96 0 。行為決策與腦區(qū)存在交互作用， F（4，96）=5.23 ， p=0.001 ，η_p²=0.18 。簡(jiǎn)單效應(yīng)分析表明，在中頂區(qū)，相比較誠(chéng)實(shí)的條件 （M±SE=1.30±0.28μV） ，欺騙條件 （M± SE=2.18±0.45μV） 誘發(fā)了更大的P2成分， p= 0.043， 95%CI=[-1.74，-0.03] 。在頂區(qū)，相比較誠(chéng)實(shí)的條件 （M±SE=0.84±0.33μV） ，欺騙條件 （M± SE=2.14±0.57μV） 誘發(fā)了更大的P2成分， p= 0.002， 95%CI=[-2.07，-0.52] （見(jiàn)圖6）。

圖5（a） CPz 在不同行為決策條件下的平均ERPs，圖中灰色條表示N1的時(shí)間窗 （20～80ms） 。（b）每種條件下N1的腦地形圖。（c、d）柱狀圖顯示了不同腦區(qū)和半球下欺騙和誠(chéng)實(shí)條件下的平均N1值，誤差條表示平均值的標(biāo)準(zhǔn)誤差。

通過(guò)對(duì)P2成分進(jìn)行2（行為決策：誠(chéng)實(shí)vs.欺騙） ×3 （腦半球：左半球vs.中央?yún)^(qū)vs.右半球）的重復(fù)測(cè)量方差分析可知，行為決策的主效應(yīng)不顯著F（1，24）=3.51，p=0.073 。腦半球的主效應(yīng)具有顯著性的差異， F（2，48）=27.82，plt;0.001 ， η_p²=0.54 。通過(guò)事后比較發(fā)現(xiàn)，左半球 （M±SE=2.25±0.29 μV） 誘發(fā)的P2成分顯著大于右半球 （M±SE=1.14 （204號(hào)± 0.27μV） ！ plt;0.001 ， 95%CI=[0.67，1.5 3]；中央?yún)^(qū) （M±SE=2.07±0.30μV） 誘發(fā)的P2成分顯著大于右半球 （M±SE=1.14±0.27μV） ， plt;0.001 ， 95% CI=[0.57，1.28] 。行為決策與腦半球的交互作用不顯著， F（2，48）=2.48 p=0.094 （見(jiàn)圖6）。

（3）N2 （150～250 ms）

通過(guò)對(duì)N2成分進(jìn)行2（行為決策：誠(chéng)實(shí)vs.欺騙） ×5 （腦區(qū)：額區(qū)vs.額中區(qū)vs.中央?yún)^(qū)vs.中頂區(qū)vs.頂區(qū)）的重復(fù)測(cè)量方差分析可知，行為決策的主效應(yīng)顯著， F（1，24）=6.56 ， p=0.017 ， η_p²= 0.22。通過(guò)事后比較發(fā)現(xiàn)，欺騙試次 （M±SE=3.26 ± 0.43μV） 誘發(fā)的N2成分顯著大于誠(chéng)實(shí)試次 （M± SE=2.03±0.40μV） ， p=0.017 ， ）5%CI=[0.24 2.21]。腦區(qū)的主效應(yīng)具有顯著的差異， F（4， 96）= 8.8 4，plt;0.001 η_p²=0.27 。通過(guò)事后比較發(fā)現(xiàn)，額中區(qū) （M±SE=3.30±0.45μV） 誘發(fā)的N2成分顯著大于中頂區(qū) （M±SE=2.23±0.31μV）， （204號(hào) p=0.016 ， 95% CI=[0.14，2.00] 。額中區(qū) （M±SE=3.30±0.45μV） 誘發(fā)的N2成分顯著大于頂區(qū) （M±SE=1.57±0.34 μV） p=0.025 ， 95%CI=[0.15，3.32] 。中央?yún)^(qū) （M± SE=2.96±0.37μV） 誘發(fā)的N2成分顯著大于中頂區(qū) （M±SE=2.23±0.31μV） p=0.002 ， 95% CI Σ=Σ [0.21，1.25]。中央?yún)^(qū) （M±SE=2.96±0.37μV） 誘發(fā)的 N2成分顯著大于頂區(qū) （M±SE=1.57±0.34μV） p=0.012 ， 95% 5%CI=[0.23，2.55]o 行為決策與腦區(qū)的交互作用不顯著， F（4，96）=0.33，p=0.856 （見(jiàn)圖7）。

通過(guò)對(duì)N2成分進(jìn)行2（行為決策：誠(chéng)實(shí)vs.欺騙） ×3 （腦半球：左半球vs.中央?yún)^(qū)vs.右半球）的重復(fù)測(cè)量方差分析可知，行為決策的主效應(yīng)顯著，F(xiàn)（1，24）=6.56 5 p=0.017 ， η_p²=0.22 。通過(guò)事后比較發(fā)現(xiàn)，欺騙試次 （M±SE=3.26±0.43μV） 誘發(fā)的N2成分顯著大于誠(chéng)實(shí)試次 （M±SE=2.03±0.40 μV） ， p=0.017 ， 95%CI=[0.24，2.21] 。腦半球的主效應(yīng)具有顯著性的差異， F（2，48）=10.98，plt;0.001 η_p²=0.31 。通過(guò)事后比較發(fā)現(xiàn)，左半球 （M±SE= 2.88±0.36μV） 誘發(fā)的N2成分顯著大于右半球 （M± p=0.027 ， 95% Δ，CI=[0.08 1.67]。中央?yún)^(qū) （M±SE=3.05±0.39μV） 誘發(fā)的 N2成分顯著大于右半球 （M±SE=2.00±0.35μV） ）， plt; 0.001， 95%CI=[0.52，1.59] 。行為決策與腦半球的交互作用不顯著， F（2，48）=0.10，p=0.910 （見(jiàn)圖7）。

圖6（a）P4在不同行為決策條件下的平均ERPs，圖中灰色條表示P2的時(shí)間窗（ （100-200ms） 。（b）每種條件下P2的腦地形圖。（c、d）柱狀圖顯示了不同腦區(qū)和半球下欺騙和誠(chéng)實(shí)條件下的平均P2值，誤差條表示平均值的標(biāo)準(zhǔn)誤差。

圖7 （a） Pz 在不同行為決策條件下的平均ERPs，圖中灰色條表示N2的時(shí)間窗 （150-250ms） （b）每種條件下N2的腦地形圖。（c、d）柱狀圖顯示了不同腦區(qū)和半球下欺騙和誠(chéng)實(shí)條件下的平均N2值，誤差條表示平均值的標(biāo)準(zhǔn)誤差。

（4）P300（ 200～300ms）

通過(guò)對(duì)P300成分進(jìn)行2（行為決策：誠(chéng)實(shí)vs.欺騙） ×5 （腦區(qū)：額區(qū)vs.額中區(qū)vs.中央?yún)^(qū)vs.中頂區(qū)vs.頂區(qū)）的重復(fù)測(cè)量方差分析可知，行為決策的主效應(yīng)顯著， F（1，24）=6.99 ， p=0.014 ， η_p²= 0.23。通過(guò)事后比較發(fā)現(xiàn)，欺騙試次 （M±SE=5.08± 誘發(fā)的P300成分顯著大于誠(chéng)實(shí)試次 （M± SE=3.67±0.46μV） p=0.014 ， 95%CI=[0.31 2.50]。腦區(qū)的主效應(yīng)不顯著， F（4，96）=2.43 ， p= 0.053。行為決策與腦區(qū)的交互作用不顯著， F（4，96）=

2.15， σ_p=0.081 （見(jiàn)圖8）。

通過(guò)對(duì)P300成分進(jìn)行2（行為決策：誠(chéng)實(shí)Vs欺騙） ×3 （腦半球：左半球vs.中央?yún)^(qū)vs.右半球）的重復(fù)測(cè)量方差分析可知，行為決策的主效應(yīng)具有顯著性的差異， F（1，24）=6.99，p=0.014 η_p²=0.23 。通過(guò)事后比較發(fā)現(xiàn)，欺騙試次 （M±SE= 5.08± 0.47μV） 誘發(fā)的P300成分顯著大于誠(chéng)實(shí)試次 （M± SE=3.67±0.46μV） ， p=0.014 ， 95%CI=[0.31 P2.50]。腦半球的主效應(yīng)不具有顯著性的差異， F（2， 48）=1.10 p=0.341 。行為決策與腦半球的交互作用不顯著， F（2，48）=0.23，p=0.798 （見(jiàn)圖8）。

2.4 實(shí)驗(yàn)1討論

實(shí)驗(yàn)1的行為結(jié)果表明，在欺騙試次中，被試選擇低于真實(shí)信念的比例顯著高于在誠(chéng)實(shí)試次中的比例。這些結(jié)果可能表明個(gè)體在不道德行為中傾向于采取比真實(shí)信念更小的虛假信念來(lái)維護(hù)道德自我，通過(guò)對(duì)隨機(jī)概率值的悲觀解釋?zhuān)瑐€(gè)體合理化自己的不道德行為，即“我欺騙你不是我不道德，而是我覺(jué)得你得到獎(jiǎng)金的概率很低，不如讓我獲得更多的獎(jiǎng)金”，這些結(jié)果進(jìn)一步擴(kuò)寬了道德褪色理論的使用范圍（Moore，2016;Tenbrunselamp;Messick，2004），驗(yàn)證了假設(shè)1。

圖8（a）P4在不同行為決策條件下的平均ERPs，圖中灰色條表示P300 的時(shí)間窗 （200～300ms） ）。（b）每種條件下P300的腦地形圖。（c、d）柱狀圖顯示了不同腦區(qū)和半球下欺騙和誠(chéng)實(shí)條件下的平均P300值，誤差條表示平均值的標(biāo)準(zhǔn)誤差。

ERPs結(jié)果顯示，不管欺騙試次還是誠(chéng)實(shí)試次，個(gè)體在自我欺騙決策過(guò)程中都出現(xiàn)了N1和P2成分。正如前言部分所述，N1成分是出現(xiàn)在額葉區(qū)域的負(fù)向電位成分，其波幅的增大受注意力的影響較大（Slagteretal.，2016）。研究結(jié)果揭示了個(gè)體在額區(qū)、額中區(qū)和中央?yún)^(qū)誘發(fā)更大的N1成分，這表明在決策早期階段，個(gè)體對(duì)刺激的資源投入較多（Martinamp;Potts，2009）。在決策早期階段，個(gè)體可能會(huì)經(jīng)歷內(nèi)心的沖突，這種沖突在N1成分的變化中得到了體現(xiàn)。前人研究發(fā)現(xiàn)沖突情境比互利情境誘發(fā)更大的N1波幅（Boudreauetal.，2009）。同時(shí)，左側(cè)大腦的N1成分、P2成分和N2成分激活更為明顯，這可能表明在決策過(guò)程中，左側(cè)大腦區(qū)域在注意力分配上扮演著更為重要的角色（王益文，林崇德，2005;Carretiéetal.，2001）。進(jìn)一步的研究表明，在中頂區(qū)和頂區(qū)，欺騙試次相較于誠(chéng)實(shí)試次的自我欺騙誘發(fā)了更大的P2成分，驗(yàn)證了假設(shè)3。這一發(fā)現(xiàn)表明，在欺騙試次中，處于自我欺騙個(gè)體更關(guān)注積極、正向結(jié)果的觀點(diǎn)（范偉等，2022;Rottenburgeretal.，2019）。在欺騙試次中，處于自我欺騙的個(gè)體在決策界面時(shí)的大腦對(duì)于視覺(jué)刺激的處理投入了更多的注意資源。P2成分作為一種早期的判斷成分涉及到視覺(jué)刺激的早期加工過(guò)程，被認(rèn)為是注意力有效性的客觀指標(biāo)之一（Carretiéetal.，2001）。同時(shí)P2成分也反映了大腦對(duì)情緒的認(rèn)知加工過(guò)程。在自我欺騙的情況下，個(gè)體需要更多的情緒性動(dòng)機(jī)參與（范偉 等，2022）。ERPs結(jié)果顯示，相比于誠(chéng)實(shí)試次，在欺騙試次中處于自我欺騙的個(gè)體會(huì)誘發(fā)更大的N2，驗(yàn)證了假設(shè)3。這可能反映了自我欺騙的個(gè)體在意識(shí)層面也面臨著處理個(gè)人利益與道德標(biāo)準(zhǔn)的沖突，需要更多的認(rèn)知資源來(lái)監(jiān)控和解決沖突（Ofenetal.，2016）。在不道德行為中，自我欺騙被當(dāng)做一種策略來(lái)處理個(gè)人利益和道德標(biāo)準(zhǔn)的沖突，需要投人更多的認(rèn)知資源在沖突的監(jiān)控以及解決過(guò)程中（Moore，2016;Tenbrunselamp;Messick，2004）。此外，相比于誠(chéng)實(shí)試次，被試在欺騙試次中的自我欺騙會(huì)誘發(fā)更大的P300波幅，驗(yàn)證了假設(shè)3。自我欺騙不僅涉及執(zhí)行控制功能，還反映了復(fù)雜的高級(jí)認(rèn)知過(guò)程，如決策和記憶（范偉等，2022；Huetal.，2015。自我欺騙可能通過(guò)減少人們的認(rèn)知負(fù)荷而更好地進(jìn)行欺騙，可能會(huì)誘發(fā)更大的P300波幅，這與以往的研究保持了一致（范偉 等，2017；Yanget al.， 2024）。

3實(shí)驗(yàn)2：道德標(biāo)準(zhǔn)對(duì)不道德行為中自我欺騙神經(jīng)機(jī)制的影響

3.1 實(shí)驗(yàn)?zāi)康呐c假設(shè)

實(shí)驗(yàn)2采用ERP技術(shù)考察關(guān)注道德標(biāo)準(zhǔn)影響不道德行為中自我欺騙的內(nèi)在神經(jīng)機(jī)制。研究假設(shè)：（1）在道德標(biāo)準(zhǔn)啟動(dòng)條件下，被試在欺騙試次中選擇\"P true ”比例與誠(chéng)實(shí)試次中選擇\"P true ”比例差異不顯著。在控制條件下，被試在欺騙試次中選擇“] PtrueΨ 比例顯著大于誠(chéng)實(shí)試次中選擇\"P ∠ P_true^′ 比例。（2）在道德標(biāo)準(zhǔn)啟動(dòng)條件下，欺騙試次誘發(fā)的P2顯著小于誠(chéng)實(shí)試次。在控制條件下，欺騙試次誘發(fā)的P2成分與誠(chéng)實(shí)試次無(wú)顯著差異。在道德標(biāo)準(zhǔn)啟動(dòng)條件下，欺騙試次誘發(fā)的N2成分與誠(chéng)實(shí)試次無(wú)顯著差異。在控制條件下，欺騙試次誘發(fā)的N2顯著小于誠(chéng)實(shí)試次。

3.2 研究方法

3.2.1 被試

使用G-power3.1計(jì)算所需樣本量，在保證效應(yīng)量 f=0.3 的前提下，設(shè)定 a=0.05 ，至少需要24名被試才能達(dá)到 80%（1-β） 的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)力（Faul et al.，2007）。最終招募30名湖南師范大學(xué)的在校大學(xué)生，其中5名具有極端數(shù)據(jù)的被試被剔除（試次中的欺騙比率低于 10% ，或者大于 90% 0。最后對(duì)25名被試的數(shù)據(jù)被納入分析（男15名， M=21.53±2.34 歲）。所有被試視力或矯正視力正常，并且之前均未參加過(guò)類(lèi)似實(shí)驗(yàn)。本實(shí)驗(yàn)獲得湖南師范大學(xué)倫理委員會(huì)的認(rèn)可，并且被試簽署實(shí)驗(yàn)知情同意書(shū)，在實(shí)驗(yàn)結(jié)束后給予一定的報(bào)酬。

3.2.2 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

采用2 （組別：關(guān)注道德標(biāo)準(zhǔn)組vs.控制組） × 2（行為決策：欺騙vs.誠(chéng)實(shí)）兩因素被試內(nèi)實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)。因變量為預(yù)測(cè)小于真實(shí)信念的比例以及ERP數(shù)據(jù)的N1、P2、N2和P300成分。

3.2.3 實(shí)驗(yàn)材料

彩票抽獎(jiǎng)任務(wù)范式：同實(shí)驗(yàn)1。

發(fā)送者-接受者任務(wù)：同實(shí)驗(yàn)1。

關(guān)注道德標(biāo)準(zhǔn)啟動(dòng)材料：前人的研究表明，通過(guò)回憶任務(wù)可以成功地啟動(dòng)對(duì)道德標(biāo)準(zhǔn)的關(guān)注（Schotteramp;Trevino，2014）。在該任務(wù)中，關(guān)注道德標(biāo)準(zhǔn)組的被試被要求在5分鐘內(nèi)寫(xiě)下法律條文中禁止做的10件事情（包含道德提醒）。而控制組的被試被要求在同樣的時(shí)間內(nèi)寫(xiě)下讀過(guò)的10本書(shū)的名字（沒(méi)有道德提醒）。

3.2.4 實(shí)驗(yàn)程序

實(shí)驗(yàn)流程同實(shí)驗(yàn)1。整個(gè)實(shí)驗(yàn)包括兩個(gè)階段，被試需要先進(jìn)行彩票抽獎(jiǎng)任務(wù)再完成發(fā)送者-接受者任務(wù)。在被試進(jìn)行腦電實(shí)驗(yàn)的前一天，先完成彩票抽獎(jiǎng)任務(wù)測(cè)試被試對(duì)于隨機(jī)概率的真實(shí)信念 （P_true） 。

實(shí)驗(yàn)第二階段任務(wù)分為兩個(gè)Blocks（關(guān)注道德標(biāo)準(zhǔn)條件與控制條件）。被試需要帶上電極帽進(jìn)行發(fā)送者-接受者任務(wù)并收集腦電數(shù)據(jù)。在 I -Block中，主試要求被試在5分鐘內(nèi)寫(xiě)下讀過(guò)的10本書(shū)的名字（沒(méi)有道德提醒）。被試完成后，將進(jìn)行道德標(biāo)準(zhǔn)啟動(dòng)的操作檢驗(yàn)，回答一個(gè)問(wèn)題：“在剛才的任務(wù)中，你認(rèn)為你對(duì)道德標(biāo)準(zhǔn)的關(guān)注程度是？”，并進(jìn)行7點(diǎn)評(píng)分（1代表極低，7代表極高）。隨后，被試開(kāi)始發(fā)送者-接受者的任務(wù)。在 II -Block中，主試要求被試在5分鐘內(nèi)寫(xiě)下法律條文中禁止做的10件事情（包含道德提醒）。同樣進(jìn)行道德標(biāo)準(zhǔn)啟動(dòng)的操作檢驗(yàn)并開(kāi)始發(fā)送者-接受者任務(wù)。實(shí)驗(yàn)開(kāi)始前有10個(gè)練習(xí)試次。整個(gè)任務(wù)包括360個(gè)試驗(yàn)（ I -Block包括180個(gè)試驗(yàn)，I-Block包括180個(gè)試驗(yàn)，見(jiàn)圖9）。然后開(kāi)始正式實(shí)驗(yàn)階段，被試需要在A和B兩個(gè)方案中選擇一個(gè)方案進(jìn)行信息的發(fā)送，然后進(jìn)入預(yù)測(cè)界面，與實(shí)驗(yàn)1一致。將提前測(cè)試的被試的真實(shí)信念 （P_true） 作為參照，主試會(huì)要求被試對(duì)接受者獲得獎(jiǎng)金的概率進(jìn)行判斷，包括兩個(gè)選項(xiàng)： Ptrue 和 Pgt; P_true 。實(shí)驗(yàn)的流程如圖9所示。

3.2.5 數(shù)據(jù)收集與分析

（1）行為數(shù)據(jù)

實(shí)驗(yàn)采用E-prime2.0呈現(xiàn)實(shí)驗(yàn)程序并完成數(shù)據(jù)采集。數(shù)據(jù)預(yù)處理中，為了確保統(tǒng)計(jì)效應(yīng)，被試在所有試次中選擇誠(chéng)實(shí)和欺騙的試次不能過(guò)少（Shusteramp;Levy， 2020; Zheltyakova et al.， 2020）。依據(jù)前人文獻(xiàn)，本實(shí)驗(yàn)納入欺騙率在 10%～90% 之間的被試數(shù)據(jù)，剔除欺騙率小于 10% 或大于 90% 的數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)處理和呈現(xiàn)中，將被試在抽獎(jiǎng)任務(wù)中從右邊選項(xiàng)切換到左邊選項(xiàng)時(shí)的兩個(gè)概率的平均數(shù)記為真實(shí)信念 （P_true） 。將被試在發(fā)送者-接受者任務(wù)范式中接受者獲得的獎(jiǎng)金記為未知隨機(jī)概率（P）。數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)分析中，本實(shí)驗(yàn)對(duì)欺騙試次和誠(chéng)實(shí)試次的選擇^*Ptrue 選項(xiàng)的比例進(jìn)行2（組別：關(guān)注道德標(biāo)準(zhǔn)組vs.控制組） × 2 （行為決策：欺騙vs.誠(chéng)實(shí)）的重復(fù)測(cè)量方差分析。

（2）腦電數(shù)據(jù)記錄和分析腦電數(shù)據(jù)處理的過(guò)程與實(shí)驗(yàn)1一致。在本研究中如果參與者選擇了“P Σtrue ”選項(xiàng)，它被認(rèn)為是分析自我欺騙發(fā)生的有效試次。根據(jù)本研究目的、腦地形圖及視覺(jué)檢測(cè)，我們分析的是時(shí)間窗 N1 （20-80ms） 人P2 （ 100-200ms ）、N2（150～250 ms）和 P300 （200～300ms）的平均成分。本研究進(jìn)行三因素被試內(nèi)方差分析2（組別：關(guān)注道德標(biāo)準(zhǔn)組vs.控制組） ×2 （行為決策：誠(chéng)實(shí)vs.欺騙） ×5 [腦區(qū)：額區(qū)（F3，F(xiàn)z，F(xiàn)4）vs.額中區(qū)（FC3，F(xiàn)Cz，F(xiàn)C4）vs.中央?yún)^(qū)（C3，Cz，C4）vs.中頂區(qū)（CP3， CPz ，CP4）vs.頂區(qū)（P3，Pz，P4）]；以及2（組別：關(guān)注道德標(biāo)準(zhǔn)組vs.控制組） ×2 （行為決策：誠(chéng)實(shí)vs.欺騙） ×3 [腦半球：左半球（F3、FC3、C3、CP3、P3）vs.中央?yún)^(qū) （Fz?FCz，Cz，CPz，Pz） vs.右半球（F4、FC4、C4、CP4、P4）]。主效應(yīng)和交互效應(yīng)的p值采用Greenhouse-Geisser方法對(duì)違反球度假設(shè)的 p 值進(jìn)行校正，對(duì)多重比較采用Bonferroni校正。

圖9實(shí)驗(yàn)2流程圖

3.3 研究結(jié)果

3.3.1 行為結(jié)果

采用2 （組別：關(guān)注道德標(biāo)準(zhǔn)組vs.控制組） ×2 （行為決策：誠(chéng)實(shí)vs.欺騙）對(duì)預(yù)測(cè)小于真實(shí)信念的比例 （Ptrue） 進(jìn)行重復(fù)測(cè)量方差分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，組別的主效應(yīng)不顯著， F（1，24）=1.81，p=0.191 。行為決策的主效應(yīng)不顯著， F（1，24）=1.66，p=0.210° 組別與行為決策的交互作用顯著， F（1，24）=6.34，p=0.019， η_p² =0.21 。簡(jiǎn)單效應(yīng)分析表明，在關(guān)注道德標(biāo)準(zhǔn)組，欺騙試次中的預(yù)測(cè)信念小于真實(shí)信念的比例 （P_dtrue） 0 M ±SE=53.92%±2.60%） 與誠(chéng)實(shí)試次中的預(yù)測(cè)信念小于真實(shí)信念的比例 （P_htrue） 無(wú)顯著差異 （M±SE= 53.32%±2.64% ） 。在控制組，欺騙試次中的預(yù)測(cè)信念小于真實(shí)信念的比例 （P_dtrue） 順 （M±SE= 61.40%±2.73% 顯著大于誠(chéng)實(shí)試次中的預(yù)測(cè)信念小于真實(shí)信念的比例 （P_htrue） 二 （M±SE=52.84%± 2.84% ） p=0.039 ， 95%CI=[0.46，16.66] （見(jiàn)圖10）。

圖10不同條件下預(yù)測(cè)小于真實(shí)信念的比例

3.3.2 ERP結(jié)果

（1）N1 （20-80ms）

通過(guò)對(duì)N1成分進(jìn)行2（組別：關(guān)注道德標(biāo)準(zhǔn)組vs.控制組） ×2 （行為決策：欺騙 vs.誠(chéng)實(shí)） ×5 （腦區(qū)：額區(qū)vs.額中區(qū)vs.中央?yún)^(qū)vs.中頂區(qū)vs.頂區(qū)）的重復(fù)測(cè)量方差分析可知，組別的主效應(yīng)不顯著， F （1，24）=1.08，p=0.310_c 行為決策的主效應(yīng)不顯著， F （1，24）=0.51，p=0.482 。腦區(qū)的主效應(yīng)具有顯著的差異， F（4，96）=18.09，plt;0.001 0 η_p²=0.43 。通過(guò)事后多重比較發(fā)現(xiàn)，額區(qū) （M±SE=0.70±0.19μV） 誘發(fā)的N1成分顯著大于中央?yún)^(qū) （M±SE=0.34±0.16μV），p =0.005 95%CI=[0.08，0.63] ；中頂區(qū) （M±SE=0.12 ±0.15μV） ， plt;0.001 ， 95%CI=[0.24，0.93] ；和頂區(qū)（M±SE=-0.01±0.14μV），p=0.001 ， 95%CI=[0.23 1.18]。額中區(qū) （M±SE=0.52±0.18μV） 誘發(fā)的N1成分顯著大于中央?yún)^(qū) （M±SE=0.34±0.16μV） ， p= 0.014， 95%CI=[0.03，0.33] ；中頂區(qū) （M±SE=0.12± 0.15μV） ， p=0.001 ， 95%CI=[0.15，0.67] ；和頂區(qū) （M ±SE=-0.01±0.14μV） p=0.005 ， 95% χ₀^′CI=[0.12 00.94] 。中央?yún)^(qū) （M±SE=0.34±0.16μV） 誘發(fā)的N1成分顯著大于中頂區(qū) （M±SE=0.12±0.15μV） plt; 0.001， 95%CI=[0.09，0.36] ；和頂區(qū) （M±SE=-0.01 ±0.14μV） ， p=0.016 ， 95%CI=[0.05，0.65] 。其他的條件下，均為無(wú)顯著差異， pgt;0.05 （見(jiàn)圖11）。

通過(guò)對(duì)N1成分進(jìn)行2（組別：關(guān)注道德標(biāo)準(zhǔn)組vs.控制組） ×2 （行為決策：欺騙 vs.誠(chéng)實(shí)） ×3 （腦半球：左半球vs.中央?yún)^(qū)vs.右半球）的重復(fù)測(cè)量方差分析可知，組別的主效應(yīng)不顯著， 1.08，p=0.310 行為決策的主效應(yīng)不顯著， F（1，24）= 0.51，p=0.482 。腦半球的主效應(yīng)具有顯著性的差異，F(xiàn)（2，48）=20.46 0 plt;0.001 ， η_p²=0.46 。通過(guò)事后比較發(fā)現(xiàn)，左半球 （M±SE=0.59±0.15μV） 誘發(fā)的N1成分顯著大于中央?yún)^(qū) （M±SE=0.35±0.17μV） p=0.021 ， 95%CI=[0.03，0.45] ，且顯著大于右半球 （M±SE=0.07±0.16μV） ， plt;0.001 ， 95% CI =[0.26，0.79];中央?yún)^(qū) （M±SE=0.35±0.17μV） 誘發(fā)的N1成分顯著大于右半球 （M±SE=0.07±0.16μV） plt;0.001 ， 95%CI=[0.14，0.43]° 組別與腦半球的交互作用顯著， F（2，23）=10.90 ， plt;0.001 ， η_p²=0.49 。在關(guān)注道德標(biāo)準(zhǔn)條件下，左半球 （M±SE=0.48± 0.23μV） 誘發(fā)的N1成分顯著大于中央?yún)^(qū) （M±SE= 0.13±0.27μV） ， p=0.015 ， 95% CI=[0.06，0.6 4]，且顯著大于右半球 （M±SE=-0.08±0.28μV） ） p= 0.004， 95%CI=[0.16，0.95] ；中央?yún)^(qū) （M±SE=0.13± 0.27μV） 誘發(fā)的N1成分顯著大于右半球 （M±SE= -0.08±0.28μV） p=0.038 ， 95%CI=[0.01，0.40] 而在控制條件下，左半球 （M±SE=0.70±0.19μV） 誘發(fā)的N1成分顯著大于右半球 （M±SE=0.21± 0.17μV） ， p=0.001 ， 95%CI=[0.18，0.80] 。中央?yún)^(qū)（M±SE=0.57±0.18μV） 誘發(fā)的N1成分顯著大于右半球 （M±SE=0.21±0.17μV） plt;0.001 ， 95%CI= [0.19，0.54]。其他的條件下，均為無(wú)顯著差異， pgt; 0.05 （見(jiàn)圖11）。

（2） P2 （ （100～200ms）

通過(guò)對(duì)P2成分進(jìn)行2（組別：關(guān)注道德標(biāo)準(zhǔn)組vs.控制組） ×2 （行為決策：欺騙vs.誠(chéng)實(shí)） ×5 （腦區(qū)：額區(qū)vs.額中區(qū)vs.中央?yún)^(qū)vs.中頂區(qū)vs.頂區(qū)）的重復(fù)測(cè)量方差分析可知，組別的主效應(yīng)不顯著性， F（1，24）=0.52 p=0.479 。行為決策的主效應(yīng)不顯著， F（1，24）=0.07，p=0.798 。腦區(qū)的主效應(yīng)不顯著， F（4，96）=2.39 p=0.056 組別與行為決策的交互作用顯著， F （1，24）=4.93 ， p= 0.036 ， η_p²= 0.17。進(jìn)一步簡(jiǎn)單效應(yīng)分析發(fā)現(xiàn)，在關(guān)注道德標(biāo)準(zhǔn)條件下，欺騙試次誘發(fā)的P2成分 （M±SE=1.16± 0.44μV） 顯著小于誠(chéng)實(shí)試次 （M±SE=1.86±0.38μV） p=0.045 ， 5%CI=[0.015 ，1.409]；在控制條件下，欺騙試次誘發(fā)的P2成分 （M±SE=2.22±0.40μV） （2號(hào)與誠(chéng)實(shí)試次誘發(fā)的P2成分 （M±SE=1.42±0.27μV） （2號(hào)無(wú)顯著差異， p=0.073 ， 95%CI=[-1.67，0. 08]；腦區(qū)與行為決策的交互作用顯著， F（4，96）=3.25，p= 0.015， η_p²=0.12 。進(jìn)一步簡(jiǎn)單效應(yīng)分析發(fā)現(xiàn)，在頂區(qū)，欺騙試次誘發(fā)的P2成分 （M±SE=1.62±0.38μV） 顯著大于誠(chéng)實(shí)試次誘發(fā)的P2成分 （M±SE=1.03± 0.32μV） p=0.049 ， 95%CI=[0.044，0.745] 。其他的條件下，均為無(wú)顯著差異， pgt;0.05 （見(jiàn)圖11）。

通過(guò)對(duì)P2成分進(jìn)行2（組別：關(guān)注道德標(biāo)準(zhǔn)組vs.控制組） ×2 （行為決策：欺騙 vs.誠(chéng)實(shí)） ×3 （腦半球：左半球vs.中央?yún)^(qū)vs.右半球）的重復(fù)測(cè)量方差分析可知，組別的主效應(yīng)不顯著， 0.52，p=0.479 。行為決策的主效應(yīng)不顯著， F（1，24）= 0.07，p=0.798 。腦半球的主效應(yīng)具有顯著性的差異，F(xiàn)（2，48）=19.24 plt;0.001 ， η_p²=0.445 。通過(guò)事后比較發(fā)現(xiàn)，左半球 （M±SE=2.16±0.28μV） 誘發(fā)的P2成分顯著大于右半球 （M±SE=0.99±0.25μV），plt; 0.001， 95%CI=[0.57，1.76] ；中央?yún)^(qū) （M±SE=1.84± 0.28μV） 誘發(fā)的P2成分顯著大于右半球 （M±SE= 0.99±0.25μV） plt;0.001 ， 95%CI=[0.50，1.20]° 組別與行為決策的交互作用顯著， F（1，24）=4.93，p= 0.036， η_p²=0.17 。腦半球與組別的交互作用顯著， F （2，48）=5.70，p=0.010 ， η_p²=0.33 。進(jìn)一步簡(jiǎn)單效應(yīng)分析發(fā)現(xiàn)，在控制組中，左半球 （M±SE=2.25. 土0.29μV） 誘發(fā)的P2成分顯著大于右半球 （M±SE= 1.14±0.27μV） ， plt;0.001 ， ^15%CI=[0.68， 1.53];中央?yún)^(qū) （M±SE=2.07±0.30μV） 誘發(fā)的P2成分顯著大于右半球 （M±SE=1.14±0.27μV） plt;0.001 95%CI=[0.57，1.28] 。在關(guān)注道德標(biāo)準(zhǔn)組中，左半球 （M±SE=2.07±0.38μV） 誘發(fā)的P2成分顯著大于右半球 （M±SE=0.85±0.40μV） p=0.002 ， 95% CI=[0.41，2.05] ；中央?yún)^(qū) （M±SE=1.62±0.42μV） （2號(hào)誘發(fā)的P2成分顯著大于右半球 （M±SE=0.85± 0.40μV） ， plt;0.001 ， 95%CI=[0.38，1.17] 。其他的條件下，均為無(wú)顯著差異， pgt;0.05 （見(jiàn)圖11）。

圖11 （a） CPz 、 Cz 在不同行為決策條件下的平均ERPs， CPz 圖中灰色條表示 N1（20～80ms） 的時(shí)間窗， Cz 圖中灰色條表示P2的時(shí)間窗 （100-200ms） 。（b）每種條件下N1、P2的腦地形圖。（c）柱狀圖顯示了不同條件下的平均N1和P2值，誤差條表示平均值的標(biāo)準(zhǔn)誤差。

（3） N2 （150～250 ms）

通過(guò)對(duì)N2成分進(jìn)行2（組別：關(guān)注道德標(biāo)準(zhǔn)組vs.控制組） ×2 （行為決策：欺騙 vs.誠(chéng)實(shí)） ×5 （腦區(qū)：額區(qū)vs.額中區(qū)vs.中央?yún)^(qū)vs.中頂區(qū)vs.頂區(qū)）的重復(fù)測(cè)量方差分析可知，組別的主效應(yīng)不顯著， F（1，24）=0.52，p=0.892 。行為決策的主效應(yīng)不顯著， F（1，24）=1.91，p=0.179 。腦區(qū)的主效應(yīng)顯著，F(xiàn)（4，96）=13.34 0 plt;0.001 η_p²=0.36 。通過(guò)事后比較發(fā)現(xiàn)，額區(qū) （M±SE=3.26±0.50μV） 誘發(fā)的 N2成分顯著大于頂區(qū) （M±SE=1.40±0.30μV） ， p= 0.023， 95%CI=[0.17，3.55] ；額中區(qū) （M±SE=3.32± 0.46μV） 誘發(fā)的N2成分顯著大于中頂區(qū) （M±SE= 2.16±0.28μV） ， p=0.004 0.004，95%CI=[0.29，2.05] 0且顯著大于頂區(qū) （M±SE= 1.40± 0.30μV） ， p= 0.004， 95%CI=[0.47，3.38] 。中央?yún)^(qū) （M±SE=2.94± （204號(hào) 0.37μV） 誘發(fā)的N2成分顯著大于中頂區(qū) （M±SE= 2.16±0.28μV） _， plt;0.001 ， 95% ^;0CI=[0.30， 1.28]，且顯著大于頂區(qū) （M±SE= 1.40± 0.30μV） ， p^α=α 0.002，95%CI=[0.46，2.63] 。中頂區(qū) （M±SE=2.16± 誘發(fā)的P2成分顯著大于頂區(qū) （M±SE= 1.40±0.30μV），p=0.012，95%CI=[-1.40，-0.12] （20號(hào)組別與行為決策的交互作用顯著， F（1，24）=6.52 0p=0.017 η_p²=0.21 。進(jìn)一步簡(jiǎn)單分析發(fā)現(xiàn)，在控制組中，欺騙試次誘發(fā)的N2成分 （M±SE=3.26± 0.43μV） 顯著大于誠(chéng)實(shí)試次誘發(fā)的P2成分 （M±SE =2.03±0.40μV），p=0.017，95%CI=[0.24，2.21] 。在關(guān)注道德標(biāo)準(zhǔn)組中，欺騙試次誘發(fā)的N2成分 （M ±SE=2.31±0.47μV） 與誠(chéng)實(shí)試次誘發(fā)的N2成分（M±SE=2.87±0.48μV） 差異不顯著， p=0.135 095%CI=[-0.19，1.31]° 其他的條件下，均為無(wú)顯著差異， pgt;0.05 （見(jiàn)圖12）。

通過(guò)對(duì)N2成分進(jìn)行2（組別：關(guān)注道德標(biāo)準(zhǔn)組vs.控制組） ×2 （行為決策：欺騙vs.誠(chéng)實(shí)） ×3 （腦半球：左半球vs.中央?yún)^(qū)vs.右半球）的重復(fù)測(cè)量方差分析可知，組別的主效應(yīng)不顯著， 0.02，p=0.892 。行為決策的主效應(yīng)不顯著， F（1，24）= 1.91， p=0.179 。腦半球的主效應(yīng)具有顯著性的差異，F(xiàn)（2，48）=9.90，plt;0.001 ， η_p²=0.29 。通過(guò)事后比較發(fā)現(xiàn)，左半球 （M±SE=2.86±0.36μV） 誘發(fā)的N2成分顯著大于右半球 （M±SE=2.01±0.35μV），p= 0.033， ）5%CI=[0.06，1.65] ；中央?yún)^(qū) （M±SE=2.98 ±0.38μV） 誘發(fā)的N2成分顯著大于右半球 2.01±0.35μV），plt;0.001，95%CI=[0.51，1.43] 組別與行為決策的交互作用顯著， F（1，24）=6.52，p= 0.017， η_p²=0.21 ，簡(jiǎn)單分析結(jié)果如上（見(jiàn)圖12）。

（4） P300 （200-300ms） ）

通過(guò)對(duì)P300成分進(jìn)行2（組別：關(guān)注道德標(biāo)準(zhǔn)組vs.控制組） ×2 （行為決策：欺騙 vs.誠(chéng)實(shí)） ×5 （腦區(qū)：額區(qū)vs.額中區(qū)vs.中央?yún)^(qū)vs.中頂區(qū)vs頂區(qū)）的重復(fù)測(cè)量方差分析可知，組別的主效應(yīng)不顯著， F（1，24）=0.02，p=0.879 。行為決策的主效應(yīng)顯著， F（1，24）=5.56，p=0.027 η_p²=0.19 。通過(guò)事后檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，相比于誠(chéng)實(shí)試次 （M±SE=3.97±0.50μV） 在欺騙試次 （M±SE=4.72±0.47μV） 中誘發(fā)了更大的P300 波幅， p=0.027 ， 95%CI=[0.09，1.39] 其他的條件下，均為無(wú)顯著差異， pgt;0.05 （見(jiàn)圖12）。

通過(guò)對(duì)P300成分進(jìn)行2（組別：關(guān)注道德標(biāo)準(zhǔn)組vs.控制組） ×2 （行為決策：欺騙vs.誠(chéng)實(shí)） ×3 （腦半球：左半球vs.中央?yún)^(qū)vs.右半球）的重復(fù)測(cè)量方差分析可知，組別的主效應(yīng)不顯著， F（1，24）= 0.02，p=0.879 。行為決策的主效應(yīng)顯著， F（1，24）= 5.56，p=0.027 5 η_p²=0.19 ，事后檢驗(yàn)如上。其他的條件下，均為無(wú)顯著差異， pgt;0.05 （見(jiàn)圖12）。

3.4 實(shí)驗(yàn)2討論

實(shí)驗(yàn)2的行為結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在道德標(biāo)準(zhǔn)啟動(dòng)條件下，被試在欺騙試次中選擇低于真實(shí)信念的比例與誠(chéng)實(shí)試次中相比無(wú)顯著差異。而在控制條件下，被試在欺騙試次中選擇低于真實(shí)信念的比例顯著大于誠(chéng)實(shí)試次中誠(chéng)實(shí)試次中的比例。這些結(jié)果可能表明控制組被試在欺騙行為中有更強(qiáng)的自我欺騙傾向，即通過(guò)更悲觀的隨機(jī)概率估計(jì)來(lái)維護(hù)道德自我。而在道德標(biāo)準(zhǔn)啟動(dòng)條件下，自我欺騙傾向不明顯，表明提升對(duì)道德標(biāo)準(zhǔn)的關(guān)注可抑制不道德行為中的自我欺騙（Batson etal.，1999; Tang et al.，2018）驗(yàn)證了假設(shè)2。

腦電結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在控制條件下，欺騙試次誘發(fā)自我欺騙的P2成分與誠(chéng)實(shí)試次無(wú)顯著差異。在道德標(biāo)準(zhǔn)啟動(dòng)條件下，欺騙試次誘發(fā)自我欺騙的P2顯著小于誠(chéng)實(shí)試次。這一結(jié)果表明，當(dāng)啟動(dòng)道德標(biāo)準(zhǔn)時(shí)，個(gè)體在不道德行為中的自我欺騙行為受到了抑制。從電生理機(jī)制的角度來(lái)看，在道德標(biāo)準(zhǔn)啟動(dòng)條件下，P2成分的減小可能反映了個(gè)體在道德決策中對(duì)不道德選項(xiàng)的自動(dòng)抑制。這種抑制可能與前額葉皮層的激活有關(guān)，該區(qū)域在道德判斷和行為控制中起著關(guān)鍵作用（羅躍嘉 等，2013）。相比較其他腦區(qū)，欺騙試次條件在頂區(qū)誘發(fā)的P2成分顯著大于誠(chéng)實(shí)試次。頂區(qū)的P2成分激活表明了與行為決策過(guò)程中的道德沖突處理有關(guān)（Abeetal.，2007;Leeetal.，2009）。這表明個(gè)體在欺騙試次中的自我欺騙更容易產(chǎn)生認(rèn)知沖突，可能因?yàn)閭€(gè)體在不道德行為中需要處理內(nèi)在的道德標(biāo)準(zhǔn)與個(gè)人利益之間的沖突。左側(cè)大腦的P2成分激活更為明顯，這與實(shí)驗(yàn)1的發(fā)現(xiàn)相一致，進(jìn)一步強(qiáng)調(diào)了左側(cè)大腦在注意力分配和情緒認(rèn)知加工中的重要作用（王益文，林崇德，2005；Carretiéetal.，2001）。在自我欺騙的情況下，個(gè)體需要更多的情緒性動(dòng)機(jī)參與。因此，當(dāng)?shù)赖聵?biāo)準(zhǔn)被啟動(dòng)時(shí)，可能增強(qiáng)了與情緒調(diào)節(jié)相關(guān)的腦區(qū)的活動(dòng)，從而抑制了不道德行為中的自我欺騙（范偉等，2022）。腦電結(jié)果還發(fā)現(xiàn)在道德標(biāo)準(zhǔn)啟動(dòng)條件下，欺騙試次誘發(fā)自我欺騙的N2成分與誠(chéng)實(shí)試次無(wú)顯著差異。在控制條件下，欺騙試次誘發(fā)自我欺騙的N2顯著大于誠(chéng)實(shí)試次，與實(shí)驗(yàn)1的結(jié)果一致。N2成分是執(zhí)行控制功能的指標(biāo)，反映了對(duì)沖突的監(jiān)控與解決（Ofenetal.，2016）。這些研究結(jié)果可能表明，關(guān)注道德標(biāo)準(zhǔn)可以減弱自我欺騙的心理傾向，因?yàn)樵陉P(guān)注道德標(biāo)準(zhǔn)組，N2波幅較小且欺騙條件與誠(chéng)實(shí)條件之間無(wú)顯著差異。而在控制組中，較大的N2波幅則標(biāo)示了自我欺騙的發(fā)生，個(gè)體仍利用自我欺騙來(lái)合理化行為以緩解內(nèi)部沖突（Moore，2016;Tenbrunselamp;Messick，20o4）。同時(shí)，相比于誠(chéng)實(shí)試次，被試在欺騙試次中的自我欺騙會(huì)誘發(fā)更大的P300波幅，這與實(shí)驗(yàn)1的結(jié)果保持了一致。

圖12 （a） Pz 、P4在不同行為決策條件下的平均ERPs， Pz 圖中灰色條表示 N2（150-250ms） 的時(shí)間窗，P4圖中灰色條表示P300的時(shí)間窗 （200-300ms） ）。（b）每種條件下N2、P300的腦地形圖。（c）柱狀圖顯示了不同條件下的平均N2和P300值，誤差條表示平均值的標(biāo)準(zhǔn)誤差。

4總討論

本研究通過(guò)發(fā)送者-接受者范式誘發(fā)被試的不道德行為，并通過(guò)個(gè)體對(duì)未知隨機(jī)概率值的預(yù)測(cè)來(lái)測(cè)量自我欺騙，深入探討了不道德行為對(duì)自我欺騙的影響。隨后，研究通過(guò)道德標(biāo)準(zhǔn)啟動(dòng)任務(wù)，考察道德標(biāo)準(zhǔn)如何調(diào)節(jié)自我欺騙，并比較了實(shí)驗(yàn)組和控制組的行為表現(xiàn)及腦電波幅差異。結(jié)果表明，個(gè)體在不道德行為中傾向于采取比真實(shí)信念更小的虛假信念來(lái)維護(hù)道德自我，并通過(guò)對(duì)隨機(jī)概率的悲觀解釋合理化其不道德行為。進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，提高對(duì)道德標(biāo)準(zhǔn)的關(guān)注可以抑制不道德行為中的自我欺騙。已有研究表明，自我欺騙是一種用于應(yīng)對(duì)自身利益與道德標(biāo)準(zhǔn)沖突的心理策略。根據(jù)道德褪色理論，個(gè)體通過(guò)自我欺騙淡化其行為的道德內(nèi)涵，以便合理化不道德行為并維持自我形象。然而，這種心理機(jī)制在不道德行為中的普遍性阻礙了個(gè)體的道德發(fā)展，并可能導(dǎo)致不道德行為的頻繁發(fā)生（Levy，2004;Lu amp; Chang，2014;Rick etal.，2008;Tenbrunsel et al.，2O1O；Tenbrunselamp;Messick，2004）。本研究結(jié)合了不道德行為范式與自我欺騙范式，深入探討了自我欺騙在不道德行為中的作用同時(shí)也考察了通過(guò)增強(qiáng)道德標(biāo)準(zhǔn)關(guān)注度來(lái)減少不道德行為中自我欺騙的可能性。

4.1不道德行為會(huì)促進(jìn)自我欺騙的發(fā)生

本研究通過(guò)實(shí)驗(yàn)1和實(shí)驗(yàn)2的行為結(jié)果，驗(yàn)證了不道德行為會(huì)促進(jìn)自我欺騙的發(fā)生，驗(yàn)證了假設(shè)1。結(jié)果顯示，在欺騙試次中，被試選擇低于真實(shí)信念的比例顯著高于誠(chéng)實(shí)試次。這表明，在實(shí)施不道德行為時(shí)，個(gè)體傾向于采取虛假信念以維持其道德自我。具體而言，個(gè)體可能通過(guò)悲觀解讀隨機(jī)概率值，合理化其不道德行為。例如，被試可能通過(guò)自我辯解，認(rèn)為“我欺騙你并不是因?yàn)槲也坏赖?，而是因?yàn)槲艺J(rèn)為你中獎(jiǎng)的概率很低，因此我理應(yīng)得到更多的獎(jiǎng)金”。這一發(fā)現(xiàn)擴(kuò)展了道德褪色理論，進(jìn)一步揭示了不道德行為中自我欺騙的具體機(jī)制（Moore，2016;Tenbrunselamp;Messick，2004）。自我騙的本質(zhì)在于個(gè)體通過(guò)利用外部信息，如未知的隨機(jī)概率，構(gòu)建出一種有利于自身的解釋框架，從而維持其內(nèi)在的道德觀。這一現(xiàn)象可以通過(guò)道德褪色理論解釋。根據(jù)該理論，個(gè)體通過(guò)自我欺騙淡化行為的道德含義，使本應(yīng)具備道德判斷的行為重新編碼為“非道德性\"的選擇，最終模糊了行為的倫理維度（Kunda，1990;Tenbrunselamp;Messick，2004）。本研究中的結(jié)果表明，個(gè)體會(huì)選擇性地解讀外部線索，并利用這些線索支持自己的道德自我，而非正視其不道德行為的真實(shí)性質(zhì)（Chanceamp;Norton，2015;Roeseretal.，2016）。已有文獻(xiàn)也支持自我欺騙在不道德行為中的重要性。例如，Kirkland（2011）發(fā)現(xiàn)自我欺騙是導(dǎo)致律師職業(yè)道德問(wèn)題的關(guān)鍵因素，個(gè)體在面對(duì)競(jìng)爭(zhēng)情境時(shí)，往往通過(guò)自我欺騙合理化自私行為，導(dǎo)致在道德責(zé)任判斷和危害估計(jì)中產(chǎn)生嚴(yán)重錯(cuò)誤（Bok，1985）。這些結(jié)果表明，不道德行為中的自我欺騙不僅會(huì)影響個(gè)體的道德判斷，還可能加劇不道德行為的頻發(fā)，使得個(gè)體更加傾向于通過(guò)自我辯解來(lái)維護(hù)其道德自我（Moore，2016；Tenbrunselamp;Messick，2004）。

在實(shí)驗(yàn)中，腦電結(jié)果表明，與誠(chéng)實(shí)試次相比，在欺騙試次中處于自我欺騙的個(gè)體會(huì)誘發(fā)更大的P2成分。這一現(xiàn)象與P2成分作為早期判斷和視覺(jué)刺激加工的指標(biāo)一致，表明個(gè)體在自我欺騙情境中需要更多的認(rèn)知和情緒性動(dòng)機(jī)參與來(lái)進(jìn)行自我辯解（范偉等，2022；Carretieetal.，2001）。P2的增加可能反映了個(gè)體在自我欺騙中對(duì)不道德行為的合理化需求，通過(guò)強(qiáng)化注意力的分配來(lái)抵消道德沖突帶來(lái)的認(rèn)知不適。此外，相比于誠(chéng)實(shí)試次，在欺騙試次中處于自我欺騙的個(gè)體會(huì)誘發(fā)更大的N2。這可能反映了自我欺騙的個(gè)體在意識(shí)層面面臨著處理個(gè)人利益與道德標(biāo)準(zhǔn)的沖突，需要調(diào)動(dòng)更多的認(rèn)知資源來(lái)進(jìn)行監(jiān)控和解決沖突（Ofen etal.，2016）。N2的增強(qiáng)表明個(gè)體在不道德行為中自我欺騙的心理過(guò)程，需要通過(guò)監(jiān)控與調(diào)節(jié)認(rèn)知沖突來(lái)平衡行為與道德之間的不一致性（Moore，2016;Tenbrunselamp;Messick，2004）。在欺騙過(guò)程中，個(gè)體可能通過(guò)將外部信息解釋為支持其行為的證據(jù)，以此減少內(nèi)在的認(rèn)知沖突，并維持對(duì)自我道德形象的正面認(rèn)知。除了P2和N2，欺騙試次還誘發(fā)了更大的P300波幅，這不僅反映了執(zhí)行控制過(guò)程的復(fù)雜性，還涉及高級(jí)認(rèn)知功能，如決策和記憶（范偉 等，2022;Huet al.，2015）。P300的增大可能與個(gè)體通過(guò)自我欺騙減少認(rèn)知負(fù)荷，從而更好地進(jìn)行欺騙行為有關(guān)。這一結(jié)果與以往的研究一致，表明P300波幅的變化與執(zhí)行控制功能的需求相關(guān)（Yang etal.，2024）。例如，研究發(fā)現(xiàn)高認(rèn)知負(fù)荷情境下的個(gè)體更傾向于自我欺騙，而自我欺騙可以幫助個(gè)體降低在不道德行為中的內(nèi)在沖突，從而誘發(fā)更大的P300 波幅（Chen etal.，2014;Jianetal.，2019）?？偟膩?lái)說(shuō)，本研究的腦電結(jié)果表明，自我欺騙在不道德行為中的發(fā)生不僅伴隨著更大的早期視覺(jué)和情緒加工需求（P2波幅的增加），還需要更多的認(rèn)知資源來(lái)解決道德沖突（N2波幅的增強(qiáng)），并通過(guò)減少認(rèn)知負(fù)荷來(lái)支持復(fù)雜的決策過(guò)程（P300波幅的增大），驗(yàn)證了假設(shè)3。這些結(jié)果進(jìn)一步證明了自我欺騙作為應(yīng)對(duì)不道德行為的一種心理策略的重要性。

4.2提升道德標(biāo)準(zhǔn)的關(guān)注可以抑制不道德行為中的自我欺騙

實(shí)驗(yàn)2的結(jié)果表明，在啟動(dòng)道德標(biāo)準(zhǔn)后，個(gè)體的自我欺騙傾向顯著減弱。行為結(jié)果表明，在道德標(biāo)準(zhǔn)啟動(dòng)條件下，被試在欺騙試次中選擇低于真實(shí)信念的比例與誠(chéng)實(shí)試次相比，兩者無(wú)顯著差異，而在控制條件下，欺騙試次中選擇低于真實(shí)信念的比例顯著大于誠(chéng)實(shí)試次。這一結(jié)果表明，控制組的被試在欺騙行為中表現(xiàn)出更強(qiáng)的自我欺騙傾向，即通過(guò)更悲觀的隨機(jī)概率估計(jì)來(lái)維護(hù)其道德自我。通過(guò)提升道德標(biāo)準(zhǔn)的關(guān)注，可以有效減少這種通過(guò)自我欺騙來(lái)維護(hù)道德形象的傾向（Batsonetal.，1999;Tangetal.，2018），驗(yàn)證了假設(shè)2。

腦電結(jié)果進(jìn)一步支持了這一結(jié)論。在控制條件下，欺騙試次誘發(fā)自我欺騙的 P2成分與誠(chéng)實(shí)試次無(wú)顯著差異。在道德標(biāo)準(zhǔn)啟動(dòng)條件下，欺騙試次誘發(fā)自我欺騙的P2顯著小于誠(chéng)實(shí)試次。P2與早期注意力加工和情緒認(rèn)知相關(guān)（Carretieetal.，2001），其降低表明在道德標(biāo)準(zhǔn)啟動(dòng)條件下，個(gè)體在欺騙行為中不需要額外的情緒動(dòng)機(jī)來(lái)維持自我欺騙。另一方面，N2成分通常與沖突監(jiān)控和執(zhí)行控制有關(guān)（Ofenetal.，2016），道德標(biāo)準(zhǔn)啟動(dòng)后，欺騙與誠(chéng)實(shí)試次中的N2波幅無(wú)顯著差異，而在控制條件下，欺騙試次誘發(fā)的N2顯著大于誠(chéng)實(shí)試次。這說(shuō)明道德標(biāo)準(zhǔn)啟動(dòng)可以減少個(gè)體在欺騙行為中面臨的內(nèi)部沖突，削弱自我欺騙所需的認(rèn)知調(diào)節(jié)過(guò)程（Moore，2016;Tenbrunselamp;Messick，2004）。這些結(jié)果可以通過(guò)自我概念維持理論來(lái)解釋。自我概念維持理論認(rèn)為，個(gè)體在面對(duì)不道德行為時(shí)會(huì)合理化其行為以維持積極的自我形象（Mitchelletal.，1997;Tenbrunselamp;Messick，2004）。然而，當(dāng)個(gè)體被提示關(guān)注道德標(biāo)準(zhǔn)時(shí)，他們對(duì)不道德行為的合理化過(guò)程被阻礙，更傾向于嚴(yán)格評(píng)估其行為的道德性。這種對(duì)道德標(biāo)準(zhǔn)的關(guān)注能夠促進(jìn)自我監(jiān)督，減少自我欺騙傾向，抑制不道德行為的發(fā)生（Banduraetal.，1996；Bering etal.，2005）。此外，P300成分的結(jié)果表明，個(gè)體在欺騙試次中的自我欺騙誘發(fā)的P300波幅大于誠(chéng)實(shí)試次，反映了自我欺騙過(guò)程中更復(fù)雜的認(rèn)知加工。這與先前研究一致，P300通常與決策過(guò)程中的責(zé)任歸因和動(dòng)機(jī)性回憶有關(guān)（Debeyetal.，2012;Hu et al.，2015）。自我欺騙需要個(gè)體在認(rèn)知上更積極地處理不道德行為的后果，以減輕由行為與道德信念不一致帶來(lái)的情緒沖突（范偉等，2022；Farrowetal.，2015）。相比較其他腦區(qū)，欺騙試次誘發(fā)的自我欺騙在頂區(qū)的P2成分顯著大于誠(chéng)實(shí)試次，進(jìn)一步表明了自我欺騙在不道德行為中的作用，該區(qū)域負(fù)責(zé)處理與道德決策相關(guān)的沖突評(píng)估（Abeetal.，2007;Youngetal.，2007）?？傊?，本研究的結(jié)果表明，提升個(gè)體對(duì)道德標(biāo)準(zhǔn)的關(guān)注能夠顯著抑制不道德行為中的自我欺騙傾向。這為減少自我欺騙及其負(fù)面社會(huì)影響提供了新的理論依據(jù)和實(shí)踐路徑。

4.3 研究不足與展望

本研究采用ERPs技術(shù)深人探討了不道德行為中道德標(biāo)準(zhǔn)對(duì)自我欺騙的影響。通過(guò)實(shí)驗(yàn)研究，我們揭示了道德標(biāo)準(zhǔn)對(duì)自我欺騙的抑制作用，尤其是道德標(biāo)準(zhǔn)在不道德行為中通過(guò)減少虛假信念的維護(hù)和弱化相關(guān)認(rèn)知沖突與情緒動(dòng)機(jī)對(duì)自我欺騙的影響。然而，研究仍存在一些局限性和不足之處。首先，實(shí)驗(yàn)主要依賴于實(shí)驗(yàn)室控制環(huán)境中的特定任務(wù)，未能完全反映不道德行為在實(shí)際生活中的復(fù)雜性。未來(lái)的研究可以通過(guò)更多現(xiàn)實(shí)情境中的實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)，進(jìn)一步探討不道德行為對(duì)自我欺騙的普遍性及其在不同情境下的表現(xiàn)。其次，本研究的參與者群體僅限于在校大學(xué)生，且樣本量較為有限。雖然這些參與者在實(shí)驗(yàn)中提供了有價(jià)值的結(jié)果，但不同年齡、社會(huì)背景和文化背景的個(gè)體可能會(huì)在道德判斷和自我欺騙的行為上存在差異。因此，未來(lái)的研究應(yīng)當(dāng)擴(kuò)大樣本群體，以提高研究結(jié)論的外部效度。雖然本研究使用了ERP技術(shù)揭示了相關(guān)腦電波幅的變化，但更先進(jìn)的技術(shù)如fNIRS、fMRI等可以幫助更精確地揭示自我欺騙的神經(jīng)機(jī)制。因此，未來(lái)研究可以采用更高分辨率的神經(jīng)成像技術(shù)，進(jìn)一步探索自我欺騙在腦內(nèi)的激活模式和其與道德判斷相關(guān)的神經(jīng)基礎(chǔ)。

5 結(jié)論

本研究通過(guò)兩個(gè)實(shí)驗(yàn)探討了不道德行為中自我欺騙的心理作用及其神經(jīng)機(jī)制，特別是探究道德標(biāo)準(zhǔn)對(duì)自我欺騙的抑制作用。實(shí)驗(yàn)1的結(jié)果表明，不道德行為會(huì)促進(jìn)自我欺騙的發(fā)生。實(shí)驗(yàn)2進(jìn)一步證明，提升對(duì)道德標(biāo)準(zhǔn)的關(guān)注可以顯著減少個(gè)體在不道德行為中的自我欺騙傾向，具體表現(xiàn)為個(gè)體在欺騙行為中對(duì)虛假信念的維護(hù)減少，以及相關(guān)的認(rèn)知沖突（如N2波幅）和情緒動(dòng)機(jī)（如P2波幅）的弱化。這些結(jié)果支持自我概念維持理論，說(shuō)明道德標(biāo)準(zhǔn)的啟動(dòng)通過(guò)阻礙合理化過(guò)程，有效抑制了自我欺騙的發(fā)生。道德標(biāo)準(zhǔn)不僅能促使個(gè)體在道德沖突中進(jìn)行更嚴(yán)格的自我評(píng)估，還能減少個(gè)體利用自我欺騙維護(hù)道德自我的可能性。本研究為理解不道德行為中的自我欺騙機(jī)制提供了新的視角，并為未來(lái)道德干預(yù)措施和教育實(shí)踐提供了理論依據(jù)

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The effect of ethical standards on self-deception in unethical behavior： Evidencefrom ERP

FAN Wei ^1，2，3 ， YANG Ying1，2， GUO Xiya1，2，LIN Zhuoming1，2， ZHONG Yiping ^1，2，3

（Center for Chinese Ethics and Civilization，Hunan Normal University，Changsha 41oo81，China）

（Cognition and Human Behavior Key Laboratoryof Hunan Province，College ofEducation Science， HunanNormal University，Changsha41oo81，China） （ Institute of Interdisciplinary Studies，Hunan Normal University， Changsha 41oo81，China）

Abstract

Self-deception refers toan individual's motivated distortion offacts，resulting in 1 beliefs thatcontradict true beliefs and deviate from reality. Self-deeption is a complex， widespread psychological phenomenon. While research often emphasizes itspositive effects， its negative impacts on mental health，behavior，and society-particularly within the moral domain—should not be overlooked. As self-deception is pervasive in immoral behavior， it exacerbates immoral conduct and leads to serious consequences.Therefore， studying the inhibitory efect of moral standards on self-deception is crucial for understanding its broader implications.

This study aims to explore the psychological role and neural mechanisms of self-deception in immoral behavior using event-related potential （ERP） technology，focusing on how moral standards inhibit self-deception. Experiment1 investigates the neural basis of self-deception in immoral behavior.In this experiment，immoral behavior was induced in participants using the sender-receiver paradigm，and self-deception was measured through participants' predictions of random probability values.Behavioral results revealed that， in deception trials，participants were significantly more likely to make predictions that underestimated their true beliefs compard to honest trials.EEG results showed that，compared to honest trials，deception trials evoked larger N2 and P300 components.Further analysis found that in the centroparietal and parietal regions， deception trials elicited larger P2 components compared to honest trials. Experiment 2 employed a moral standards priming task to investigate how attention to moral standards influences self-deception，aiming to compare behavioral responses and EEG amplitude diferences between experimental and control groups.Under control conditions， behavioral results indicated that participants in deception trials were significantly more likely to make predictions thatunderestimated their true beliefs compared to honest trials.EEG results showed that，under the moral standards priming condition， the P2 and N2 components elicited during deception trials were significantly lower than those in honest trials.These findings suggest that in immoral behavior， participants are more prone to forming 1 beliefs，leading to self-deception.Enhanced attention to moral standards can effectively reduce self-deception.

This study explored the psychological role and neural mechanisms of self-deception in immoral behavior through two experiments， focusing on how moral standards inhibit it. Experiment l revealed that immoral behavior facilitates self-deception， while Experiment 2 confirmed that increasing atention to moral standards significantly reduces the tendency for self-deception，as shown by reduced 1 beliefs，cognitive conflict，and emotional motivation.The results support the self-concept maintenance theory，indicating that moral standards effectively inhibit self-deception by interfering with the rationalization process.This study provides valuable insights into the mechanisms of self-deception and suggests novel approaches for moral interventions.

Keywordsself-deception，immoral behavior， moral standards， beliefs， event-related potentials