不道德行為中道德標準對自我欺騙的影響：來自ERP的證據

1引言

自我欺騙（self-deception），也可以被稱之為“自欺”，是指一種有意識的動機性虛假信念，這種虛假信念是與真實信念相矛盾的（Pinker，2011）。個體有時會出于多種動機，主動扭曲事實，以相信與真實信念相反的虛假信念，即便這些信念不符合客觀事實，這種現象即為自我欺騙（鞠實兒等，2003;鐘羅金，莫雷，2019;Trivers，2000）。自我欺騙是一種復雜且普遍存在的心理現象，伴隨著情緒和認知的交互作用，幾乎與生俱來地存在于個體之中（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，然而在個體心理健康、行為模式及社會層面可能帶來的消極影響不容忽視，尤其是在道德領域（Hirschfeld etal.，2008；Johnson，1995;Leeamp;Klein，2002;Martinez-Gonzalezetal.，2016）。自我欺騙常被個體用作調節自身利益與道德標準沖突的策略，進而維持個人形象，同時也被認為是道德推脫背后的關鍵心理機制（Batsonetal.，1999；Tangetal.，2018）。研究表明，自我欺騙在不道德行為中的整個過程（行為前預測、行為中決策、行為后回憶與解釋）均發揮了重要作用（Epley amp; Dunning，200o；Mitchell et al.，1997）。首先，由于人們對自身的固有偏見，絕大多數人傾向于認為自己是道德的（McGregoretal..2001；McGregor，2006），從而高估自已未來從事符合社會期望行為的可能性（Epleyamp;Dunning，2000）。其次，自我欺騙在即時的不道德決策中也起到關鍵作用。Tenbrunsel和Messick（2004）的研究發現，自我欺騙會導致行為決策出現偏差，使個體能夠在不損害自我形象的情況下獲取更多個人利益當個體能夠說服自己其行為是符合道德時，判斷偏差便會產生。再次，當評估過去不道德的行為時，個體傾向于認為自己的行為比實際更為道德（Mitchelletal.，1997）。這種機制使人們能夠為自身行為辯護，并將表面上錯誤的行為合理化。自我欺騙所導致的大腦“短路”可以顛覆人們的道德信仰，削弱對行為準則和道德規范的重視，成為個人道德發展的重大障礙（Levy，2004;Turner，1975）。由于自我欺騙在不道德行為中的普遍存在，這一傾向不僅導致社會中不道德行為的頻繁發生，還可能引發種族屠殺和破壞全球合作社會等極為嚴重的后果（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注道德標準對自我欺騙的抑制作用具有重要的社會效益。

自我欺騙是一把“雙刃劍”，它可以激發積極信念，提升自信心和主觀幸福感，促進樂觀態度和心理健康（Epleyamp;Whitchurch，20o8;Pearsamp; Pugmire1982；Pinker，2011）。然而，自我欺騙也可能因信息真實性的喪失帶來巨大的利益損失，其消極作用尤為顯著地體現在道德層面（Von Hippelamp; Trivers，2011）。個體在實施不道德行為的同時，可以通過自我欺騙維持對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，助長了不道德行為的發生（Levy，2004;Lu amp; Chang，2014）。

近年來，越來越多的研究者開始關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）。自我欺騙被認為是道德推脫背后的關鍵心理機制，個體通過自我欺騙來合理化不道德行為，從而維護自身的道德形象（Banduraetal.，1996;Batsonetal.，1999;Tangetal.，2018）。大多數人普遍認為自己具有道德品質（Greenwald，1980；VonHippelamp;Trivers，2011），并且傾向于夸大那些被社會高度重視的積極特質，特別是在道德形象方面（Chance amp; Norton，2015；Shu amp; Gino，2012）。因此，當個體采取與道德標準相悖的行為時通常會經歷心理上的內部沖突與認知失調（Rholesetal.，1982）。作為一種防御機制，自我欺騙能夠通過調整自身信念，將不道德行為在認知上重新定義為合理或正當的，從而減少心理沖突，維護道德形象（Trivers，2000;Turk，2012）。研究發現個體在實施不道德行為后，往往通過自欺重新調整自己的道德認同，以緩解內心的不和諧感。自我欺騙使得個體可以將本質上不道德的行為在認知上視為無道德意義甚至是正當的，進而在實施這些行為時體驗到更少的內部沖突（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。在這一過程中，利己主義與道德原則之間的權衡被模糊化，導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）。自我欺騙導致對某些信息的忽視和錯誤信念，這種情況可能會在道德責任的判斷和對行為后果的估計中引發嚴重的錯誤（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，使個體能合理化自身的不道德行為（Dittoamp;Lopez，1992）。因此，個體在做出行為決策時能夠巧妙地繞過自身的道德標準，從而增加不道德行為的發生可能性（Tenbrunselamp;Messick，2004）。此外，道德褪色理論還指出，個體會采取自我欺騙策略積極尋找或創造有利于自我道德形象的證據（Moore，2016）。個體的信念也會隨著內部心理狀態和外部情境的變化而不斷調整（Johnsonamp;Fowler，2011）。當個體發現自身的原有觀念與新的環境產生沖突時，會調整或改變信念，以適應新的情境。同樣地，當個體內部心理狀態出現不和諧時，為了恢復心理平衡，個體也會調整信念以維護內部的和諧（Trivers，2000；Turk，2012）。這一理論認為，自我欺騙的本質在于不同狀態之間的相互轉化。然而，在信念調整的過程中，個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，形成更具適應性的信念體系（Politzeramp;Carles，2001）。然而，信念調整的相關理論仍然停留在概念層面，缺乏實證研究來驗證不道德行為中的自我欺騙過程以及道德褪色現象。

另外，自我欺騙作為道德推脫背后的內在心理機制，常被個體用作策略，以處理個人利益與道德標準之間的沖突，從而維持自身的道德形象（Banduraetal.，1996;Batson etal.，1999;Tanget al.，2018）。通過扭曲自己的道德信念，個體能夠進行原本被認為是不道德的行為，并在行為發生后依然保持自認為良好的道德形象（Johnson，1995;Ricketal.，2008）。已有研究表明，實施暴力行為的人并不一定是由臨床病理所驅動的。相反，他們并不為自己的行為帶來的道德后果感到擔憂，而是通過自我欺騙維持積極的道德自我概念（Shawetal.，2011）。Tenbrunsel和Messick（2004）指出，正是因為自我欺騙能夠讓人們在不感到內疚的情況下進行不道德行為，它猶如“催化劑”，助長了不道德行為的產生。基于此，本研究提出假設1：不道德行為更容易誘發自我欺騙行為。

盡管直接探討道德標準對自我欺騙影響的研究較少，但有學者指出，自我欺騙與道德標準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為，為了維持積極的自我形象，個體的行為會反映在其自我概念中。如果行為不符合社會規范，個體通常會更新自我概念。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重的，個體可能不會更新自我概念，進而導致更多不道德行為的發生（Fleeson，2001;Wangamp;Toure-Tillery，2024）。自我欺騙在不道德行為中往往通過委婉和寬松的方式對自身行為進行定義，將本質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，道德標準的關注則促使個體對道德與不道德行為進行更加嚴格和準確的判斷，任何不道德行為都更可能反映在其自我概念中（Beringetal.，2005）。此外，道德標準具有自我調節功能，當個體做出不道德行為時，會引發內疚、自責和內心沖突，從而抑制不道德行為的發生（Banduraetal.1996）。然而，在道德推脫過程中，自我欺騙削弱了道德標準的自我調節功能，緩解了因不道德行為引發的內部沖突，從而助長了更多不道德行為的發生（Batson et al.，1999;Tenbrunsel amp; Messick， 2004）。基于此，本研究提出假設2：道德標準抑制了不道德行為中的自我欺騙的產生。

以往研究通常采用主觀報告的量表得分或通過主觀報告與行為反應的不一致來測量個體是否產生自我欺騙，但這種主觀測量方式可能存在偏差（Chanceamp;Norton，2015;Sheridanetal.，2015）。隨著實驗范式的不斷發展以及腦科學技術的進步，研究者們開始利用各種腦科學技術來探索欺騙及自我欺騙的內在神經機制，如事件相關電位（ERPs）和功能性磁共振成像（fMRI。內側前額葉皮層在自欺發揮重要作用（Abeetal.，2007；Farrowetal.，2015;Leeet al.，20o9）。事件相關電位（Event-related potential，ERP）是一種常用且優秀的技術，用于測量高時間分辨率的結果評估處理下神經反應的時間過程（范偉等，2022;Gangl etal.，2017）。因此，本研究通過ERP技術探索了不道德行為中道德標準對自欺行為影響的神經反應。基于以往的研究，本研究選擇N1、P2、N2和P300作為檢測自我欺騙的潛在生理指標。

首先，N1成分與決策中的信息加工過程（無具是對決策刺激的注意過程）有關（Cuthbert et al.，1998）。研究表明，個體投入的注意資源越多，其N1波幅就越大（Martinamp;Potts，2009）。有研究發現N1是對視覺感知刺激反應較為敏感的成分，自我欺騙主要發生在反應的早期階段，反映了大腦感知覺區域的敏感性（范偉 等，2022;Jian etal.，2019）。其次，有學者采用ERP 技術研究反饋對自我欺騙的影響，發現積極反饋和模糊反饋可能促進自我欺騙的產生，且自我欺騙會誘發較大的P2成分（范偉等，2022；鐘羅金 等，2019）。P2與個體的覺醒水平相關，反映了注意力捕捉（Carretieetal.，2001;Potts2004）。研究還發現，自我欺騙主要激活P2成分，這與P2波幅反映個體更關注積極、正向結果的觀點相一致（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指標。再者，研究發現自控力較低的個體更容易表現出更多的欺騙行為，且N2 波幅更大（Fan etal.，2020）。欺騙通常被認為是一種不道德行為，個體在欺騙時會出現認知和道德的雙重沖突，尤其是在個人利益和道德標準之間做出權衡時（Ofenetal.，2016）。因此，欺騙比誠實需要更多的執行控制。關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，個體需要更多的執行控制進而抑制認知和道德的雙重沖突（Hu etal.，2015）。N2成分是認知控制的核心成分，其波幅增大表明大腦在處理沖突信息時更加活躍（Piresetal.，2014）。而自我欺騙可能涉及到復雜的內部沖突，可能表現為N2波幅的增大。因此，將N1、P2和 N2成分作為自我欺騙的測量指標是有必要的。此外，與說真話相比，說謊的P300振幅減弱（Suchotzkietal.，2015;Wuetal.，2009）。同理，以往研究發現欺騙行為也會誘發更小的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研究發現，更小的P3波幅反映了執行控制的參與，當實驗操作增加了執行控制的需求時，P3波幅將會減小這些操作包括知覺負荷、雙任務、模糊分類和刺激反應不相容等（Debeyetal.，2012）。在人類欺騙行為中，認知負荷是識別欺騙行為的重要指標（VonHippelamp;Trivers，2011）。欺騙認知負荷假說認為欺騙具有雙重任務特征，需要注意資源（Suchotzkietal.，2015;Vrijetal.，2011）。在欺騙行為中，個體在處理個人利益與道德標準沖突時，需要更多的認知資源來監控和解決沖突。而自我欺騙行為作為人際間欺騙方式存在的依據之一，是具有節省認知資源、減少認知負荷的優點。研究發現，自我欺騙通過損害非隨意性意識記憶以減少認知負荷，且高認知負荷環境可能進一步促進自我欺騙的發生（Jianetal.，2019），這種認知負荷的減少可能與更大的P300波幅有關（Yangetal.，2024）。因為自我欺騙的個體不需要在道德和個人利益之間進行復雜的權衡，他們可能會通過自我合理化或忽視道德標準進行快速決策可能涉及到較少的認知資源投人，表現為P300波幅的增大。也有研究發現，P300也反映了內隱的自我積極偏差（Chenetal.，2014）。因此，本研究將P300也納人衡量自我欺騙的指標中。基于此，本研究提出假設3：相比于誠實試次，被試在不道德行為中的自我欺騙誘發了更大的N1、P2、N2以及P300。

本研究通過兩個實驗，運用事件相關電位技術考察不道德行為情境下自我欺騙的神經機制。實驗1采用發送者-接受者范式，通過分析N1、P2、N2以及P300成分，探討自我欺騙認知過程的電生理機制。實驗2引入道德標準啟動任務，探究道德標準對自我欺騙的影響，并通過分析腦電成分的變化考察道德標準的抑制作用。本研究預期將揭示不道德行為中自我欺騙的腦電活動特征，并闡明道德標準如何調節自我欺騙過程。這將為理解和干預不道德行為提供重要的神經科學依據。

2 實驗1：不道德行為中自我欺騙的內在神經機制

2.1 實驗目的與假設

實驗1考察不道德行為中自我欺騙的內在神經機制。研究假設：（1）欺騙試次中選擇小于真實信念的比例顯著大于誠實試次中選擇小于真實信念的比例。（2）相比于誠實試次，被試在欺騙試次中會誘發更大的N2以及P300成分。（3）在腦后區，相比較誠實，欺騙試次會誘發更大的P2成分。

2.2 研究方法

2.2.1 被試

使用G-power3.1計算所需樣本量，在保證效應量Cohen’s d=0.5 的前提下，設定 ，至少需要27名被試才能達到 80% （204號 （1-β） 的統計檢驗力（Fauletal.，2007）。最終招募30名湖南師范大學的在校大學生，其中5名具有極端數據的被試被剔除（試次中的欺騙比率低于 10% ，或者大于 90% ），最后對25名被試的數據被納入分析（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類似實驗。本實驗獲得湖南師范大學倫理委員會的認可，并且被試簽署實驗知情同意書，在實驗結束后給予一定的報酬。

2.2.2 實驗設計

采用2（行為決策：欺騙vs.誠實）單因素兩水平被試內實驗設計。因變量為預測小于真實信念的比例以及ERP數據的N1、P2、N2和P300成分。

2.2.3 實驗材料

彩票抽獎任務范式：本實驗采用彩票抽獎任務范式結合誘發個體主動不道德行為的發送者-接受者任務范式考察不道德行為對自我欺騙影響（Samad，2020）。選取該任務范式的原因在于：自我欺騙的經典定義認為自我欺騙發生的必要條件是個體在腦海中同時存在兩個互相矛盾的信念，一個真實信念而另一個是虛假信念（Guramp;Sackeim，1979;Pinker，2011）。彩票抽獎任務范式將被試的真實信念轉化為了可以量化和計算的概率值 （P_true） 通過比較被試的真實信念和預測信念可以更加直觀的觀察到被試是否在發送者-接受者任務的預測中產生了虛假的信念，對于被試是否發生了自我欺騙能做出相對更加直接的推斷。

首先，主試通過抽獎任務測試被試對隨機概率P的真實信念 （P_true） （Andreoni amp; Sanchez，2020;Schotteramp;Trevino，2014）（見圖1）。為更加精確地測試被試對隨機概率 P 值的真實信念 （P_true） ，本研究將選項之間概率的間隔設定為 5% 。在抽獎任務中，屏幕依次呈現一左一右兩種彩票進行選擇：左側彩票的獲獎概率為隨機概率P（例如，獲得15元的概率由計算機隨機生成），而右側彩票的獲獎概率是明確的（例如， 80% 獲得15元， 20% 獲得0元）。在抽獎任務中，當被試的選擇從右側彩票切換到左側彩票時，右側明確概率的兩個相鄰值（即切換點的上限值和下限值）的平均值被用作估計被試對隨機概率P值的真實信念 （P_true） 。通過11次選擇的切換點，我們得到了被試對隨機概率P值的真實信念 （P_true） 。需要說明的是，每位被試的真實信念 （P_true） 都是一個具體的數值，且各被試的真實信念互不相同。

圖1抽獎任務矩陣圖

其次，在發送者-接受者任務范式中的每個獎金分配方案的試次中，被試根據方案獲得自己的獎金，而接受者的獎金則受一個未知隨機概率P的影響，這意味著接受者有一定概率P獲得金錢。在每次被試對獎金分配方案進行選擇后，被試需要判斷接受者獲得獎金的隨機概率P是大于還是小于其自身的真實信念 （P_true） 。具體而言，被試按下\"F\"鍵表示預測接受者獲得獎金的隨機概率P小于自身的真實信念 （Ptrue） ，即認為接受者獲得金錢的可能性較低。若被試按下“J\"鍵表示預測接受者獲得獎金的隨機概率 P 大于自身的真實信念 （Pgt;P_true） ，即認為接受者獲得獎金的可能性較高。如果被試在發送者-接受者任務中的行為決策被誘導產生欺騙行為并且在后期預測接受者獲得金錢的可能性比較低（即選擇 Ptrue） ，這種行為可以被解釋為一種自我辯解：“我欺騙你并非因為我不道德，而是因為我對隨機概率持悲觀態度，即使誠實發送對你更有利的分配方案，你也可能拿不到獎金”的自我辯解。通過記錄被試在發送者-接受者任務中對接受者獲得獎金的隨機概率P的判斷（大于或小于自身的真實信念P_true） ，我們可以考察被試是否產生了虛假的信念，從而進一步探討其是否發生了自我欺騙。

發送者-接受者任務：發送者-接受者任務范式是近年來廣泛應用于研究不誠實和欺騙行為的研究方法之一，具備較高的生態效度（Shusteramp;Levy，2020;Zheltyakovaetal.，2020）。在該任務中，參與者被分為信息的發送者和接受者兩個角色，被試充當發送者。在任務中，發送者和接受者要共同分配一筆獎金，有兩個分配方案，一個方案對發送者有利，即發送者能分配到更多的獎金；另一個方案對接受者有利，即接受者能分配到更多的獎金。在實驗1中的發送者-接受者任務中，主試并未直接要求被試進行欺騙行為，而是誘導被試自主選擇是否做出不誠實的欺騙行為，即發生主動不道德行為（Shuster amp; Levy，2020; Zheltyakova etal.，2020）。被試被指示要向另一名玩家發送一則信息，信息的內容是“選項對你而言是更有利的”，并最終按照這一方案分配獎金。接受者只會看到最終發送的方案，看不到具體的分配數額。在任務中，如果被試選擇按照要求發送對接受者更有利的方案，則被視為誠實行為；如果被試為了自已得到更多的金錢而選擇發送對自己更有利的方案，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實試次進行分析，實驗開始前被試被告知實驗過程中發送的選項可以根據自己意愿進行選擇，間接提示被試存在欺騙的機會。在實驗1中，被試總共會進行180個trials的試次選擇（如圖2）。

2.2.4 實驗程序

整個實驗包括兩個階段，被試需要先進行彩票抽獎任務再完成發送者-接受者任務。在被試進行腦電實驗的前一天，先完成彩票抽獎任務測試被試對于隨機概率的真實信念 （P_true） 。主試會告知被試抽獎任務中的獎金是額外的，與第二個階段任務無關。抽獎任務中，屏幕上會依次呈現一左一右兩種彩票供被試選擇，其中左邊彩票的獲獎概率是隨機概率P，右邊彩票的獲獎概率是明確的，被試一共做11次選擇（見圖3）。

在實驗的第二階段，被試需要帶上電極帽進行發送者-接受者任務并收集腦電數據。主試首先告知被試，他們需要完成一個雙人互動的信息發送任務，并安排實驗助手扮演另一名玩家與被試見面。接著，主試將兩人分開，把被試帶到一個單獨的房間，并讓被試坐在電腦桌前準備開始任務。主試隨后講述任務規則：本次任務中有兩名角色，一名是信息的發送者（被試本人），另一名是信息的接受者（實驗助手）。每次任務中，雙方會共同分配一筆獎金，提供兩個分配方案選項A和B供被試選擇。被試需要向接受者發送一則信息：“選項_對你而言是更有利的”，并選擇A或者B方案發送給接受者。無論被試選擇哪個方案發送，最終會按照所選方案進行獎金分配，接受者只會看到最終發送的分配方案。在獎金分配時，被試會獲得應得的獎金，而接受者獲得應得獎金的概率是（P），反之有（1-P）的概率什么也得不到。被試在選擇完發送信息的方案之后，主試會要求被試對接受者獲得獎金的概率進行判斷，包括兩個選項： Ptrue 和 Pgt;P_true"，且決策不會影響雙方的任何收益。被試經過練習階段以熟悉任務規則后正式開始實驗，在每次試次任務中所累積的獎金最終會按固定比例換算成人民幣作為任務的獎勵。實驗開始前有10個練習試次，正式實驗包含180個試次。初始時，屏幕中呈現 300ms 的注視點，然后呈現 500ms 的信息界面，顯示即將發送給接受者的信息。接著呈現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，呈現時間為 1500ms 。若被試按\"F\"鍵則意味著發送給接受者的信息為“選項A對你而言是更有利的”。若被試按“J\"鍵，則意味著發送給接受者的信息為“選項J對你而言是更有利的”。被試完成選擇后進入 300ms 的等待界面，顯示信息發送中。如果被試在規定時間內未進行方案選擇，則顯示系統正隨機發送信息， 200ms 的黑屏后進人預測界面。在腦電實驗的預測階段，將前一天測試被試的真實信念 （P_true） 作為參照，被試會在接受者獲得獎金的隨機概率（P）是大于還是小于自身的真實信念 （P_true） 。若被試按F\"鍵，則意味著被試認為接受者獲得獎金的隨機概率（P）小于自身的真實信念（P_true） 。若被試按\"J\"鍵，則意味著被試認為接受者獲得獎金的隨機概率（P）大于自身的真實信念 （P_true） 做出選擇后繼續進入下一個試次。

圖2發送者-接受者任務圖注：彩圖見電子版，下同

圖3實驗1流程圖

2.2.5 數據收集與分析

（1）行為數據

實驗采用E-prime2.0呈現實驗程序并完成數據采集。數據預處理中，為了確保統計效應，被試在所有試次中選擇誠實和欺騙的試次不能過少（Shusteramp;Levy，2020; Zheltyakova et al.，2020）。依據前人文獻，本實驗納入欺騙率在 10%～90% 之間的被試數據，剔除欺騙率小于 10% 或大于 90% 的數據。數據處理和呈現中，將被試在抽獎任務中從右邊選項切換到左邊選項時的兩個概率的平均數記為真實信念 （P_true） 。將被試在發送者-接受者任務范式中接受者獲得的獎金記為未知隨機概率（P）。數據統計分析中，本實驗對欺騙試次和誠實試次的選擇^lt;Ptrue ”選項的比例進行配對樣本 t 檢驗。

（2）腦電數據記錄和分析

本研究采用64 通道的放大器（ANT Neuro，Enschede，Netherlands）和64導電極帽進行腦電記錄，電極排列符合國際10-20系統定位標準。腦電信號記錄時以 CP_Z 點作為參考電極，雙側乳突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。使用MATLAB2017b采集腦電圖數據和EEGLAB14.1.2工具箱（Delormeamp;Makeig，2004;Plochletal.，2012）進行數據分析。首先，對數據進行濾波，濾波工具是EEGLAB工具包內置的 HammingwindowedsincFIR（finite impulseresponse）濾波器，參數為 0.1～ 30Hz （filterslopes：24dB/octave）。然后，利用ICA（獨立成分分析，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 視為偽跡而自動剔除。之后，對數據進行分段，從每個決策界面呈現前 200ms 至 800ms 的連續數據文件中提取epoch（見圖3中的\"做出選擇\"）。決策界面呈現前 -200ms 至 0ms 時間窗口內的活動作為每個ERP的基線。

在本研究中，如果參與者選擇了 ^ePtrue 選項，它被認為是分析自我欺騙發生的有效試次。根據本研究目的、腦地形圖及視覺檢測，我們分析的是時間窗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。本研究進行兩因素被試內方差分析2（行為決策：誠實 vs.欺騙） ×5 [腦區：額區（F3，Fz，F4）vs.額中區（FC3， FCz， FC4）vs.中央區（C3，Cz，C4）vs.中頂區（CP3，CPz，CP4）vs.頂區（P3，Pz，P4）]；以及2（行為決策：誠實vs.欺騙） × 3 [腦半球：左半球（F3、FC3、C3、CP3、P3）Vs.中央區（ Fz 、FCz、Cz、CPz、Pz）vs.右半球 （F4，FC4，C4，CP4，P4）]° 主效應和交互效應的p值采用Greenhouse-Geisser方法對違反球度假設的p值進行校正，對多重比較采用Bonferroni校正。

2.3 研究結果

2.3.1 行為結果

采用配對樣本 t 檢驗，對被試在欺騙試次中預測小于真實信念的比例 （P_dtrue） 與被試在誠實試次中預測小于真實信念的比例 （P_htrue） 進行顯著性檢驗。結果發現，欺騙試次中的預測信念小于真實信念的比例 （P_dtrue） 三 （M±SD= 62.12%± 15.36% 顯著大于誠實試次中的預測信念小于真實信念的比例 （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]（見圖4）。

圖4不同行為決策條件下預測小于真實信念的比例

2.3.2 ERP結果

（1） N1 （20-80ms）

通過對N1成分進行2（行為決策：誠實vs.欺騙） ×5 （腦區：額區vs.額中區vs.中央區vs.中頂區vs.頂區）的重復測量方差分析可知，行為決策的主效應不顯著， F（1，24）=0.01，p=0.924 腦區的主效應具有顯著的差異， ， plt; 0.001， η_p²=0.33 。通過事后多重比較發現，額區 （M± Standard Error 誘發的N1成分顯著大于中頂區 （M±SE=0.25±0.17μV） ， p= 0.007， 95%CI=[0.12，1.11 ]；和頂區 （M±SE=0.12± 0.18μV） ， p=0.015 ， 95%CI=[0.10，1.40] 。額中區（M±SE=0.70±0.20μV） 誘發的N1成分顯著大于中頂區 CI =[0.10，0.80];和頂區 （M±SE=0.12±0.18μV） ， p= 0.027， 95%CI=[0.04，1.12] 。中央區 （M±SE=0.53± 0.18μV） 誘發的N1成分顯著大于中頂區 （M±SE= 0.25±0.17μV， ， p=0.001 ， 95%CI=[0.09 0.47];和頂區 （M±SE=0.12±0.18μV），p=0.034，95%CI= [0.02，0.81]。行為決策與腦區的交互作用不顯著， F （4，96）=3.33 p=0.061 （見圖5）。

通過對N1成分進行2（行為決策：誠實vs.欺騙） ×3 （腦半球：左半球vs.中央區vs.右半球）的重復測量方差分析可知，行為決策的主效應不顯著，F（1，24）=0.009 ， p=0.924 。腦半球的主效應具有顯著性的差異， ， plt; 0.001 ， η_p²= 0.390 。通過事后比較發現，左半球 （M±SE=0.70± 0.19μV） 誘發的N1成分顯著大于右半球 p=0.001 ， 95% %CI=[0.18， 0.80];中央區 （M±SE=0.57±0.18μV） 誘發的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 （見圖5）。

（2）P2（ 100～200ms ）

通過對P2成分進行2（行為決策：誠實vs.欺騙） ×5 （腦區：額區vs.額中區vs.中央區vs.中頂區vs.頂區）的重復測量方差分析可知，行為決策的主效應不顯著， F（1，24）=3.51，p=0.073 。腦區的主效應不顯著， F（4，96）=0.96 0 。行為決策與腦區存在交互作用， F（4，96）=5.23 ， p=0.001 ，η_p²=0.18 。簡單效應分析表明，在中頂區，相比較誠實的條件 （M±SE=1.30±0.28μV） ，欺騙條件 （M± SE=2.18±0.45μV） 誘發了更大的P2成分， p= 0.043， 95%CI=[-1.74，-0.03] 。在頂區，相比較誠實的條件 （M±SE=0.84±0.33μV） ，欺騙條件 （M± SE=2.14±0.57μV） 誘發了更大的P2成分， p= 0.002， 95%CI=[-2.07，-0.52] （見圖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和半球下欺騙和誠實條件下的平均N1值，誤差條表示平均值的標準誤差。

通過對P2成分進行2（行為決策：誠實vs.欺騙） ×3 （腦半球：左半球vs.中央區vs.右半球）的重復測量方差分析可知，行為決策的主效應不顯著F（1，24）=3.51，p=0.073 。腦半球的主效應具有顯著性的差異， F（2，48）=27.82，plt;0.001 ， η_p²=0.54 。通過事后比較發現，左半球 （M±SE=2.25±0.29 μV） 誘發的P2成分顯著大于右半球 （M±SE=1.14 （204號± 0.27μV） ！ plt;0.001 ， 95%CI=[0.67，1.5 3]；中央區 （M±SE=2.07±0.30μV） 誘發的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 （見圖6）。

（3）N2 （150～250 ms）

通過對N2成分進行2（行為決策：誠實vs.欺騙） ×5 （腦區：額區vs.額中區vs.中央區vs.中頂區vs.頂區）的重復測量方差分析可知，行為決策的主效應顯著， F（1，24）=6.56 ， p=0.017 ， η_p²= 0.22。通過事后比較發現，欺騙試次 （M±SE=3.26 ± 0.43μV） 誘發的N2成分顯著大于誠實試次 （M± SE=2.03±0.40μV） ， p=0.017 ， ）5%CI=[0.24 2.21]。腦區的主效應具有顯著的差異， F（4， 96）= 8.8 4，plt;0.001 η_p²=0.27 。通過事后比較發現，額中區 （M±SE=3.30±0.45μV） 誘發的N2成分顯著大于中頂區 （M±SE=2.23±0.31μV）， （204號 p=0.016 ， 95% CI=[0.14，2.00] 。額中區 （M±SE=3.30±0.45μV） 誘發的N2成分顯著大于頂區 （M±SE=1.57±0.34 μV） p=0.025 ， 95%CI=[0.15，3.32] 。中央區 （M± SE=2.96±0.37μV） 誘發的N2成分顯著大于中頂區 （M±SE=2.23±0.31μV） p=0.002 ， 95% CI Σ=Σ [0.21，1.25]。中央區 （M±SE=2.96±0.37μV） 誘發的 N2成分顯著大于頂區 （M±SE=1.57±0.34μV） p=0.012 ， 95% 5%CI=[0.23，2.55]o 行為決策與腦區的交互作用不顯著， F（4，96）=0.33，p=0.856 （見圖7）。

通過對N2成分進行2（行為決策：誠實vs.欺騙） ×3 （腦半球：左半球vs.中央區vs.右半球）的重復測量方差分析可知，行為決策的主效應顯著，F（1，24）=6.56 5 p=0.017 ， η_p²=0.22 。通過事后比較發現，欺騙試次 （M±SE=3.26±0.43μV） 誘發的N2成分顯著大于誠實試次 （M±SE=2.03±0.40 μV） ， p=0.017 ， 95%CI=[0.24，2.21] 。腦半球的主效應具有顯著性的差異， F（2，48）=10.98，plt;0.001 η_p²=0.31 。通過事后比較發現，左半球 （M±SE= 2.88±0.36μV） 誘發的N2成分顯著大于右半球 （M± p=0.027 ， 95% Δ，CI=[0.08 1.67]。中央區 （M±SE=3.05±0.39μV） 誘發的 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和半球下欺騙和誠實條件下的平均P2值，誤差條表示平均值的標準誤差。

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和半球下欺騙和誠實條件下的平均N2值，誤差條表示平均值的標準誤差。

（4）P300（ 200～300ms）

通過對P300成分進行2（行為決策：誠實vs.欺騙） ×5 （腦區：額區vs.額中區vs.中央區vs.中頂區vs.頂區）的重復測量方差分析可知，行為決策的主效應顯著， F（1，24）=6.99 ， p=0.014 ， η_p²= 0.23。通過事后比較發現，欺騙試次 （M±SE=5.08± 誘發的P300成分顯著大于誠實試次 （M± SE=3.67±0.46μV） p=0.014 ， 95%CI=[0.31 2.50]。腦區的主效應不顯著， F（4，96）=2.43 ， p= 0.053。行為決策與腦區的交互作用不顯著， F（4，96）=

2.15， σ_p=0.081 （見圖8）。

通過對P300成分進行2（行為決策：誠實Vs欺騙） ×3 （腦半球：左半球vs.中央區vs.右半球）的重復測量方差分析可知，行為決策的主效應具有顯著性的差異， F（1，24）=6.99，p=0.014 η_p²=0.23 。通過事后比較發現，欺騙試次 （M±SE= 5.08± 0.47μV） 誘發的P300成分顯著大于誠實試次 （M± SE=3.67±0.46μV） ， p=0.014 ， 95%CI=[0.31 P2.50]。腦半球的主效應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 （見圖8）。

2.4 實驗1討論

實驗1的行為結果表明，在欺騙試次中，被試選擇低于真實信念的比例顯著高于在誠實試次中的比例。這些結果可能表明個體在不道德行為中傾向于采取比真實信念更小的虛假信念來維護道德自我，通過對隨機概率值的悲觀解釋，個體合理化自己的不道德行為，即“我欺騙你不是我不道德，而是我覺得你得到獎金的概率很低，不如讓我獲得更多的獎金”，這些結果進一步擴寬了道德褪色理論的使用范圍（Moore，2016;Tenbrunselamp;Messick，2004），驗證了假設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和半球下欺騙和誠實條件下的平均P300值，誤差條表示平均值的標準誤差。

ERPs結果顯示，不管欺騙試次還是誠實試次，個體在自我欺騙決策過程中都出現了N1和P2成分。正如前言部分所述，N1成分是出現在額葉區域的負向電位成分，其波幅的增大受注意力的影響較大（Slagteretal.，2016）。研究結果揭示了個體在額區、額中區和中央區誘發更大的N1成分，這表明在決策早期階段，個體對刺激的資源投入較多（Martinamp;Potts，2009）。在決策早期階段，個體可能會經歷內心的沖突，這種沖突在N1成分的變化中得到了體現。前人研究發現沖突情境比互利情境誘發更大的N1波幅（Boudreauetal.，2009）。同時，左側大腦的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程中，左側大腦區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）。進一步的研究表明，在中頂區和頂區，欺騙試次相較于誠實試次的自我欺騙誘發了更大的P2成分，驗證了假設3。這一發現表明，在欺騙試次中，處于自我欺騙個體更關注積極、正向結果的觀點（范偉等，2022;Rottenburgeretal.，2019）。在欺騙試次中，處于自我欺騙的個體在決策界面時的大腦對于視覺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刺激的早期加工過程，被認為是注意力有效性的客觀指標之一（Carretiéetal.，2001）。同時P2成分也反映了大腦對情緒的認知加工過程。在自我欺騙的情況下，個體需要更多的情緒性動機參與（范偉 等，2022）。ERPs結果顯示，相比于誠實試次，在欺騙試次中處于自我欺騙的個體會誘發更大的N2，驗證了假設3。這可能反映了自我欺騙的個體在意識層面也面臨著處理個人利益與道德標準的沖突，需要更多的認知資源來監控和解決沖突（Ofenetal.，2016）。在不道德行為中，自我欺騙被當做一種策略來處理個人利益和道德標準的沖突，需要投人更多的認知資源在沖突的監控以及解決過程中（Moore，2016;Tenbrunselamp;Messick，2004）。此外，相比于誠實試次，被試在欺騙試次中的自我欺騙會誘發更大的P300波幅，驗證了假設3。自我欺騙不僅涉及執行控制功能，還反映了復雜的高級認知過程，如決策和記憶（范偉等，2022；Huetal.，2015。自我欺騙可能通過減少人們的認知負荷而更好地進行欺騙，可能會誘發更大的P300波幅，這與以往的研究保持了一致（范偉 等，2017；Yanget al.， 2024）。

3實驗2：道德標準對不道德行為中自我欺騙神經機制的影響

3.1 實驗目的與假設

實驗2采用ERP技術考察關注道德標準影響不道德行為中自我欺騙的內在神經機制。研究假設：（1）在道德標準啟動條件下，被試在欺騙試次中選擇\"P true ”比例與誠實試次中選擇\"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 比例顯著大于誠實試次中選擇\"P ∠ P_true^′ 比例。（2）在道德標準啟動條件下，欺騙試次誘發的P2顯著小于誠實試次。在控制條件下，欺騙試次誘發的P2成分與誠實試次無顯著差異。在道德標準啟動條件下，欺騙試次誘發的N2成分與誠實試次無顯著差異。在控制條件下，欺騙試次誘發的N2顯著小于誠實試次。

3.2 研究方法

3.2.1 被試

使用G-power3.1計算所需樣本量，在保證效應量 f=0.3 的前提下，設定 a=0.05 ，至少需要24名被試才能達到 80%（1-β） 的統計檢驗力（Faul et al.，2007）。最終招募30名湖南師范大學的在校大學生，其中5名具有極端數據的被試被剔除（試次中的欺騙比率低于 10% ，或者大于 90% 0。最后對25名被試的數據被納入分析（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類似實驗。本實驗獲得湖南師范大學倫理委員會的認可，并且被試簽署實驗知情同意書，在實驗結束后給予一定的報酬。

3.2.2 實驗設計

采用2 （組別：關注道德標準組vs.控制組） × 2（行為決策：欺騙vs.誠實）兩因素被試內實驗設計。因變量為預測小于真實信念的比例以及ERP數據的N1、P2、N2和P300成分。

3.2.3 實驗材料

彩票抽獎任務范式：同實驗1。

發送者-接受者任務：同實驗1。

關注道德標準啟動材料：前人的研究表明，通過回憶任務可以成功地啟動對道德標準的關注（Schotteramp;Trevino，2014）。在該任務中，關注道德標準組的被試被要求在5分鐘內寫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間內寫下讀過的10本書的名字（沒有道德提醒）。

3.2.4 實驗程序

實驗流程同實驗1。整個實驗包括兩個階段，被試需要先進行彩票抽獎任務再完成發送者-接受者任務。在被試進行腦電實驗的前一天，先完成彩票抽獎任務測試被試對于隨機概率的真實信念 （P_true） 。

實驗第二階段任務分為兩個Blocks（關注道德標準條件與控制條件）。被試需要帶上電極帽進行發送者-接受者任務并收集腦電數據。在 I -Block中，主試要求被試在5分鐘內寫下讀過的10本書的名字（沒有道德提醒）。被試完成后，將進行道德標準啟動的操作檢驗，回答一個問題：“在剛才的任務中，你認為你對道德標準的關注程度是？”，并進行7點評分（1代表極低，7代表極高）。隨后，被試開始發送者-接受者的任務。在 II -Block中，主試要求被試在5分鐘內寫下法律條文中禁止做的10件事情（包含道德提醒）。同樣進行道德標準啟動的操作檢驗并開始發送者-接受者任務。實驗開始前有10個練習試次。整個任務包括360個試驗（ I -Block包括180個試驗，I-Block包括180個試驗，見圖9）。然后開始正式實驗階段，被試需要在A和B兩個方案中選擇一個方案進行信息的發送，然后進入預測界面，與實驗1一致。將提前測試的被試的真實信念 （P_true） 作為參照，主試會要求被試對接受者獲得獎金的概率進行判斷，包括兩個選項： Ptrue 和 Pgt; P_true 。實驗的流程如圖9所示。

3.2.5 數據收集與分析

（1）行為數據

實驗采用E-prime2.0呈現實驗程序并完成數據采集。數據預處理中，為了確保統計效應，被試在所有試次中選擇誠實和欺騙的試次不能過少（Shusteramp;Levy， 2020; Zheltyakova et al.， 2020）。依據前人文獻，本實驗納入欺騙率在 10%～90% 之間的被試數據，剔除欺騙率小于 10% 或大于 90% 的數據。數據處理和呈現中，將被試在抽獎任務中從右邊選項切換到左邊選項時的兩個概率的平均數記為真實信念 （P_true） 。將被試在發送者-接受者任務范式中接受者獲得的獎金記為未知隨機概率（P）。數據統計分析中，本實驗對欺騙試次和誠實試次的選擇^*Ptrue 選項的比例進行2（組別：關注道德標準組vs.控制組） × 2 （行為決策：欺騙vs.誠實）的重復測量方差分析。

（2）腦電數據記錄和分析腦電數據處理的過程與實驗1一致。在本研究中如果參與者選擇了“P Σtrue ”選項，它被認為是分析自我欺騙發生的有效試次。根據本研究目的、腦地形圖及視覺檢測，我們分析的是時間窗 N1 （20-80ms） 人P2 （ 100-200ms ）、N2（150～250 ms）和 P300 （200～300ms）的平均成分。本研究進行三因素被試內方差分析2（組別：關注道德標準組vs.控制組） ×2 （行為決策：誠實vs.欺騙） ×5 [腦區：額區（F3，Fz，F4）vs.額中區（FC3，FCz，FC4）vs.中央區（C3，Cz，C4）vs.中頂區（CP3， CPz ，CP4）vs.頂區（P3，Pz，P4）]；以及2（組別：關注道德標準組vs.控制組） ×2 （行為決策：誠實vs.欺騙） ×3 [腦半球：左半球（F3、FC3、C3、CP3、P3）vs.中央區 （Fz?FCz，Cz，CPz，Pz） vs.右半球（F4、FC4、C4、CP4、P4）]。主效應和交互效應的p值采用Greenhouse-Geisser方法對違反球度假設的 p 值進行校正，對多重比較采用Bonferroni校正。

圖9實驗2流程圖

3.3 研究結果

3.3.1 行為結果

采用2 （組別：關注道德標準組vs.控制組） ×2 （行為決策：誠實vs.欺騙）對預測小于真實信念的比例 （Ptrue） 進行重復測量方差分析，結果發現，組別的主效應不顯著， F（1，24）=1.81，p=0.191 。行為決策的主效應不顯著， 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 。簡單效應分析表明，在關注道德標準組，欺騙試次中的預測信念小于真實信念的比例 （P_dtrue） 0 M ±SE=53.92%±2.60%） 與誠實試次中的預測信念小于真實信念的比例 （P_htrue） 無顯著差異 （M±SE= 53.32%±2.64% ） 。在控制組，欺騙試次中的預測信念小于真實信念的比例 （P_dtrue） 順 （M±SE= 61.40%±2.73% 顯著大于誠實試次中的預測信念小于真實信念的比例 （P_htrue） 二 （M±SE=52.84%± 2.84% ） p=0.039 ， 95%CI=[0.46，16.66] （見圖10）。

圖10不同條件下預測小于真實信念的比例

3.3.2 ERP結果

（1）N1 （20-80ms）

通過對N1成分進行2（組別：關注道德標準組vs.控制組） ×2 （行為決策：欺騙 vs.誠實） ×5 （腦區：額區vs.額中區vs.中央區vs.中頂區vs.頂區）的重復測量方差分析可知，組別的主效應不顯著， F （1，24）=1.08，p=0.310_c 行為決策的主效應不顯著， F （1，24）=0.51，p=0.482 。腦區的主效應具有顯著的差異， F（4，96）=18.09，plt;0.001 0 η_p²=0.43 。通過事后多重比較發現，額區 （M±SE=0.70±0.19μV） 誘發的N1成分顯著大于中央區 （M±SE=0.34±0.16μV），p =0.005 95%CI=[0.08，0.63] ；中頂區 （M±SE=0.12 ±0.15μV） ， plt;0.001 ， 95%CI=[0.24，0.93] ；和頂區（M±SE=-0.01±0.14μV），p=0.001 ， 95%CI=[0.23 1.18]。額中區 （M±SE=0.52±0.18μV） 誘發的N1成分顯著大于中央區 （M±SE=0.34±0.16μV） ， p= 0.014， 95%CI=[0.03，0.33] ；中頂區 （M±SE=0.12± 0.15μV） ， p=0.001 ， 95%CI=[0.15，0.67] ；和頂區 （M ±SE=-0.01±0.14μV） p=0.005 ， 95% χ₀^′CI=[0.12 00.94] 。中央區 （M±SE=0.34±0.16μV） 誘發的N1成分顯著大于中頂區 （M±SE=0.12±0.15μV） plt; 0.001， 95%CI=[0.09，0.36] ；和頂區 （M±SE=-0.01 ±0.14μV） ， p=0.016 ， 95%CI=[0.05，0.65] 。其他的條件下，均為無顯著差異， pgt;0.05 （見圖11）。

通過對N1成分進行2（組別：關注道德標準組vs.控制組） ×2 （行為決策：欺騙 vs.誠實） ×3 （腦半球：左半球vs.中央區vs.右半球）的重復測量方差分析可知，組別的主效應不顯著， 1.08，p=0.310 行為決策的主效應不顯著， F（1，24）= 0.51，p=0.482 。腦半球的主效應具有顯著性的差異，F（2，48）=20.46 0 plt;0.001 ， η_p²=0.46 。通過事后比較發現，左半球 （M±SE=0.59±0.15μV） 誘發的N1成分顯著大于中央區 （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];中央區 （M±SE=0.35±0.17μV） 誘發的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 。在關注道德標準條件下，左半球 （M±SE=0.48± 0.23μV） 誘發的N1成分顯著大于中央區 （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] ；中央區 （M±SE=0.13± 0.27μV） 誘發的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] 。中央區（M±SE=0.57±0.18μV） 誘發的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，均為無顯著差異， pgt; 0.05 （見圖11）。

（2） P2 （ （100～200ms）

通過對P2成分進行2（組別：關注道德標準組vs.控制組） ×2 （行為決策：欺騙vs.誠實） ×5 （腦區：額區vs.額中區vs.中央區vs.中頂區vs.頂區）的重復測量方差分析可知，組別的主效應不顯著性， F（1，24）=0.52 p=0.479 。行為決策的主效應不顯著， F（1，24）=0.07，p=0.798 。腦區的主效應不顯著， 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。進一步簡單效應分析發現，在關注道德標準條件下，欺騙試次誘發的P2成分 （M±SE=1.16± 0.44μV） 顯著小于誠實試次 （M±SE=1.86±0.38μV） p=0.045 ， 5%CI=[0.015 ，1.409]；在控制條件下，欺騙試次誘發的P2成分 （M±SE=2.22±0.40μV） （2號與誠實試次誘發的P2成分 （M±SE=1.42±0.27μV） （2號無顯著差異， p=0.073 ， 95%CI=[-1.67，0. 08]；腦區與行為決策的交互作用顯著， F（4，96）=3.25，p= 0.015， η_p²=0.12 。進一步簡單效應分析發現，在頂區，欺騙試次誘發的P2成分 （M±SE=1.62±0.38μV） 顯著大于誠實試次誘發的P2成分 （M±SE=1.03± 0.32μV） p=0.049 ， 95%CI=[0.044，0.745] 。其他的條件下，均為無顯著差異， pgt;0.05 （見圖11）。

通過對P2成分進行2（組別：關注道德標準組vs.控制組） ×2 （行為決策：欺騙 vs.誠實） ×3 （腦半球：左半球vs.中央區vs.右半球）的重復測量方差分析可知，組別的主效應不顯著， 0.52，p=0.479 。行為決策的主效應不顯著， F（1，24）= 0.07，p=0.798 。腦半球的主效應具有顯著性的差異，F（2，48）=19.24 plt;0.001 ， η_p²=0.445 。通過事后比較發現，左半球 （M±SE=2.16±0.28μV） 誘發的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] ；中央區 （M±SE=1.84± 0.28μV） 誘發的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 。進一步簡單效應分析發現，在控制組中，左半球 （M±SE=2.25. 土0.29μV） 誘發的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];中央區 （M±SE=2.07±0.30μV） 誘發的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] 。在關注道德標準組中，左半球 （M±SE=2.07±0.38μV） 誘發的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] ；中央區 （M±SE=1.62±0.42μV） （2號誘發的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，均為無顯著差異， pgt;0.05 （見圖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） 的時間窗， Cz 圖中灰色條表示P2的時間窗 （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準誤差。

（3） N2 （150～250 ms）

通過對N2成分進行2（組別：關注道德標準組vs.控制組） ×2 （行為決策：欺騙 vs.誠實） ×5 （腦區：額區vs.額中區vs.中央區vs.中頂區vs.頂區）的重復測量方差分析可知，組別的主效應不顯著， F（1，24）=0.52，p=0.892 。行為決策的主效應不顯著， F（1，24）=1.91，p=0.179 。腦區的主效應顯著，F（4，96）=13.34 0 plt;0.001 η_p²=0.36 。通過事后比較發現，額區 （M±SE=3.26±0.50μV） 誘發的 N2成分顯著大于頂區 （M±SE=1.40±0.30μV） ， p= 0.023， 95%CI=[0.17，3.55] ；額中區 （M±SE=3.32± 0.46μV） 誘發的N2成分顯著大于中頂區 （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 （M±SE= 1.40± 0.30μV） ， p= 0.004， 95%CI=[0.47，3.38] 。中央區 （M±SE=2.94± （204號 0.37μV） 誘發的N2成分顯著大于中頂區 （M±SE= 2.16±0.28μV） _， plt;0.001 ， 95% ^;0CI=[0.30， 1.28]，且顯著大于頂區 （M±SE= 1.40± 0.30μV） ， p^α=α 0.002，95%CI=[0.46，2.63] 。中頂區 （M±SE=2.16± 誘發的P2成分顯著大于頂區 （M±SE= 1.40±0.30μV），p=0.012，95%CI=[-1.40，-0.12] （20號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 。進一步簡單分析發現，在控制組中，欺騙試次誘發的N2成分 （M±SE=3.26± 0.43μV） 顯著大于誠實試次誘發的P2成分 （M±SE =2.03±0.40μV），p=0.017，95%CI=[0.24，2.21] 。在關注道德標準組中，欺騙試次誘發的N2成分 （M ±SE=2.31±0.47μV） 與誠實試次誘發的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，均為無顯著差異， pgt;0.05 （見圖12）。

通過對N2成分進行2（組別：關注道德標準組vs.控制組） ×2 （行為決策：欺騙vs.誠實） ×3 （腦半球：左半球vs.中央區vs.右半球）的重復測量方差分析可知，組別的主效應不顯著， 0.02，p=0.892 。行為決策的主效應不顯著， F（1，24）= 1.91， p=0.179 。腦半球的主效應具有顯著性的差異，F（2，48）=9.90，plt;0.001 ， η_p²=0.29 。通過事后比較發現，左半球 （M±SE=2.86±0.36μV） 誘發的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] ；中央區 （M±SE=2.98 ±0.38μV） 誘發的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 ，簡單分析結果如上（見圖12）。

（4） P300 （200-300ms） ）

通過對P300成分進行2（組別：關注道德標準組vs.控制組） ×2 （行為決策：欺騙 vs.誠實） ×5 （腦區：額區vs.額中區vs.中央區vs.中頂區vs頂區）的重復測量方差分析可知，組別的主效應不顯著， F（1，24）=0.02，p=0.879 。行為決策的主效應顯著， F（1，24）=5.56，p=0.027 η_p²=0.19 。通過事后檢驗發現，相比于誠實試次 （M±SE=3.97±0.50μV） 在欺騙試次 （M±SE=4.72±0.47μV） 中誘發了更大的P300 波幅， p=0.027 ， 95%CI=[0.09，1.39] 其他的條件下，均為無顯著差異， pgt;0.05 （見圖12）。

通過對P300成分進行2（組別：關注道德標準組vs.控制組） ×2 （行為決策：欺騙vs.誠實） ×3 （腦半球：左半球vs.中央區vs.右半球）的重復測量方差分析可知，組別的主效應不顯著， F（1，24）= 0.02，p=0.879 。行為決策的主效應顯著， F（1，24）= 5.56，p=0.027 5 η_p²=0.19 ，事后檢驗如上。其他的條件下，均為無顯著差異， pgt;0.05 （見圖12）。

3.4 實驗2討論

實驗2的行為結果發現，在道德標準啟動條件下，被試在欺騙試次中選擇低于真實信念的比例與誠實試次中相比無顯著差異。而在控制條件下，被試在欺騙試次中選擇低于真實信念的比例顯著大于誠實試次中誠實試次中的比例。這些結果可能表明控制組被試在欺騙行為中有更強的自我欺騙傾向，即通過更悲觀的隨機概率估計來維護道德自我。而在道德標準啟動條件下，自我欺騙傾向不明顯，表明提升對道德標準的關注可抑制不道德行為中的自我欺騙（Batson etal.，1999; Tang et al.，2018）驗證了假設2。

腦電結果發現，在控制條件下，欺騙試次誘發自我欺騙的P2成分與誠實試次無顯著差異。在道德標準啟動條件下，欺騙試次誘發自我欺騙的P2顯著小于誠實試次。這一結果表明，當啟動道德標準時，個體在不道德行為中的自我欺騙行為受到了抑制。從電生理機制的角度來看，在道德標準啟動條件下，P2成分的減小可能反映了個體在道德決策中對不道德選項的自動抑制。這種抑制可能與前額葉皮層的激活有關，該區域在道德判斷和行為控制中起著關鍵作用（羅躍嘉 等，2013）。相比較其他腦區，欺騙試次條件在頂區誘發的P2成分顯著大于誠實試次。頂區的P2成分激活表明了與行為決策過程中的道德沖突處理有關（Abeetal.，2007;Leeetal.，2009）。這表明個體在欺騙試次中的自我欺騙更容易產生認知沖突，可能因為個體在不道德行為中需要處理內在的道德標準與個人利益之間的沖突。左側大腦的P2成分激活更為明顯，這與實驗1的發現相一致，進一步強調了左側大腦在注意力分配和情緒認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，個體需要更多的情緒性動機參與。因此，當道德標準被啟動時，可能增強了與情緒調節相關的腦區的活動，從而抑制了不道德行為中的自我欺騙（范偉等，2022）。腦電結果還發現在道德標準啟動條件下，欺騙試次誘發自我欺騙的N2成分與誠實試次無顯著差異。在控制條件下，欺騙試次誘發自我欺騙的N2顯著大于誠實試次，與實驗1的結果一致。N2成分是執行控制功能的指標，反映了對沖突的監控與解決（Ofenetal.，2016）。這些研究結果可能表明，關注道德標準可以減弱自我欺騙的心理傾向，因為在關注道德標準組，N2波幅較小且欺騙條件與誠實條件之間無顯著差異。而在控制組中，較大的N2波幅則標示了自我欺騙的發生，個體仍利用自我欺騙來合理化行為以緩解內部沖突（Moore，2016;Tenbrunselamp;Messick，20o4）。同時，相比于誠實試次，被試在欺騙試次中的自我欺騙會誘發更大的P300波幅，這與實驗1的結果保持了一致。

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） 的時間窗，P4圖中灰色條表示P300的時間窗 （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準誤差。

4總討論

本研究通過發送者-接受者范式誘發被試的不道德行為，并通過個體對未知隨機概率值的預測來測量自我欺騙，深入探討了不道德行為對自我欺騙的影響。隨后，研究通過道德標準啟動任務，考察道德標準如何調節自我欺騙，并比較了實驗組和控制組的行為表現及腦電波幅差異。結果表明，個體在不道德行為中傾向于采取比真實信念更小的虛假信念來維護道德自我，并通過對隨機概率的悲觀解釋合理化其不道德行為。進一步分析發現，提高對道德標準的關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對自身利益與道德標準沖突的心理策略。根據道德褪色理論，個體通過自我欺騙淡化其行為的道德內涵，以便合理化不道德行為并維持自我形象。然而，這種心理機制在不道德行為中的普遍性阻礙了個體的道德發展，并可能導致不道德行為的頻繁發生（Levy，2004;Lu amp; Chang，2014;Rick etal.，2008;Tenbrunsel et al.，2O1O；Tenbrunselamp;Messick，2004）。本研究結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也考察了通過增強道德標準關注度來減少不道德行為中自我欺騙的可能性。

4.1不道德行為會促進自我欺騙的發生

本研究通過實驗1和實驗2的行為結果，驗證了不道德行為會促進自我欺騙的發生，驗證了假設1。結果顯示，在欺騙試次中，被試選擇低于真實信念的比例顯著高于誠實試次。這表明，在實施不道德行為時，個體傾向于采取虛假信念以維持其道德自我。具體而言，個體可能通過悲觀解讀隨機概率值，合理化其不道德行為。例如，被試可能通過自我辯解，認為“我欺騙你并不是因為我不道德，而是因為我認為你中獎的概率很低，因此我理應得到更多的獎金”。這一發現擴展了道德褪色理論，進一步揭示了不道德行為中自我欺騙的具體機制（Moore，2016;Tenbrunselamp;Messick，2004）。自我騙的本質在于個體通過利用外部信息，如未知的隨機概率，構建出一種有利于自身的解釋框架，從而維持其內在的道德觀。這一現象可以通過道德褪色理論解釋。根據該理論，個體通過自我欺騙淡化行為的道德含義，使本應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）。本研究中的結果表明，個體會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性質（Chanceamp;Norton，2015;Roeseretal.，2016）。已有文獻也支持自我欺騙在不道德行為中的重要性。例如，Kirkland（2011）發現自我欺騙是導致律師職業道德問題的關鍵因素，個體在面對競爭情境時，往往通過自我欺騙合理化自私行為，導致在道德責任判斷和危害估計中產生嚴重錯誤（Bok，1985）。這些結果表明，不道德行為中的自我欺騙不僅會影響個體的道德判斷，還可能加劇不道德行為的頻發，使得個體更加傾向于通過自我辯解來維護其道德自我（Moore，2016；Tenbrunselamp;Messick，2004）。

在實驗中，腦電結果表明，與誠實試次相比，在欺騙試次中處于自我欺騙的個體會誘發更大的P2成分。這一現象與P2成分作為早期判斷和視覺刺激加工的指標一致，表明個體在自我欺騙情境中需要更多的認知和情緒性動機參與來進行自我辯解（范偉等，2022；Carretieetal.，2001）。P2的增加可能反映了個體在自我欺騙中對不道德行為的合理化需求，通過強化注意力的分配來抵消道德沖突帶來的認知不適。此外，相比于誠實試次，在欺騙試次中處于自我欺騙的個體會誘發更大的N2。這可能反映了自我欺騙的個體在意識層面面臨著處理個人利益與道德標準的沖突，需要調動更多的認知資源來進行監控和解決沖突（Ofen etal.，2016）。N2的增強表明個體在不道德行為中自我欺騙的心理過程，需要通過監控與調節認知沖突來平衡行為與道德之間的不一致性（Moore，2016;Tenbrunselamp;Messick，2004）。在欺騙過程中，個體可能通過將外部信息解釋為支持其行為的證據，以此減少內在的認知沖突，并維持對自我道德形象的正面認知。除了P2和N2，欺騙試次還誘發了更大的P300波幅，這不僅反映了執行控制過程的復雜性，還涉及高級認知功能，如決策和記憶（范偉 等，2022;Huet al.，2015）。P300的增大可能與個體通過自我欺騙減少認知負荷，從而更好地進行欺騙行為有關。這一結果與以往的研究一致，表明P300波幅的變化與執行控制功能的需求相關（Yang etal.，2024）。例如，研究發現高認知負荷情境下的個體更傾向于自我欺騙，而自我欺騙可以幫助個體降低在不道德行為中的內在沖突，從而誘發更大的P300 波幅（Chen etal.，2014;Jianetal.，2019）。總的來說，本研究的腦電結果表明，自我欺騙在不道德行為中的發生不僅伴隨著更大的早期視覺和情緒加工需求（P2波幅的增加），還需要更多的認知資源來解決道德沖突（N2波幅的增強），并通過減少認知負荷來支持復雜的決策過程（P300波幅的增大），驗證了假設3。這些結果進一步證明了自我欺騙作為應對不道德行為的一種心理策略的重要性。

4.2提升道德標準的關注可以抑制不道德行為中的自我欺騙

實驗2的結果表明，在啟動道德標準后，個體的自我欺騙傾向顯著減弱。行為結果表明，在道德標準啟動條件下，被試在欺騙試次中選擇低于真實信念的比例與誠實試次相比，兩者無顯著差異，而在控制條件下，欺騙試次中選擇低于真實信念的比例顯著大于誠實試次。這一結果表明，控制組的被試在欺騙行為中表現出更強的自我欺騙傾向，即通過更悲觀的隨機概率估計來維護其道德自我。通過提升道德標準的關注，可以有效減少這種通過自我欺騙來維護道德形象的傾向（Batsonetal.，1999;Tangetal.，2018），驗證了假設2。

腦電結果進一步支持了這一結論。在控制條件下，欺騙試次誘發自我欺騙的 P2成分與誠實試次無顯著差異。在道德標準啟動條件下，欺騙試次誘發自我欺騙的P2顯著小于誠實試次。P2與早期注意力加工和情緒認知相關（Carretieetal.，2001），其降低表明在道德標準啟動條件下，個體在欺騙行為中不需要額外的情緒動機來維持自我欺騙。另一方面，N2成分通常與沖突監控和執行控制有關（Ofenetal.，2016），道德標準啟動后，欺騙與誠實試次中的N2波幅無顯著差異，而在控制條件下，欺騙試次誘發的N2顯著大于誠實試次。這說明道德標準啟動可以減少個體在欺騙行為中面臨的內部沖突，削弱自我欺騙所需的認知調節過程（Moore，2016;Tenbrunselamp;Messick，2004）。這些結果可以通過自我概念維持理論來解釋。自我概念維持理論認為，個體在面對不道德行為時會合理化其行為以維持積極的自我形象（Mitchelletal.，1997;Tenbrunselamp;Messick，2004）。然而，當個體被提示關注道德標準時，他們對不道德行為的合理化過程被阻礙，更傾向于嚴格評估其行為的道德性。這種對道德標準的關注能夠促進自我監督，減少自我欺騙傾向，抑制不道德行為的發生（Banduraetal.，1996；Bering etal.，2005）。此外，P300成分的結果表明，個體在欺騙試次中的自我欺騙誘發的P300波幅大于誠實試次，反映了自我欺騙過程中更復雜的認知加工。這與先前研究一致，P300通常與決策過程中的責任歸因和動機性回憶有關（Debeyetal.，2012;Hu et al.，2015）。自我欺騙需要個體在認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的情緒沖突（范偉等，2022；Farrowetal.，2015）。相比較其他腦區，欺騙試次誘發的自我欺騙在頂區的P2成分顯著大于誠實試次，進一步表明了自我欺騙在不道德行為中的作用，該區域負責處理與道德決策相關的沖突評估（Abeetal.，2007;Youngetal.，2007）。總之，本研究的結果表明，提升個體對道德標準的關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面社會影響提供了新的理論依據和實踐路徑。

4.3 研究不足與展望

本研究采用ERPs技術深人探討了不道德行為中道德標準對自我欺騙的影響。通過實驗研究，我們揭示了道德標準對自我欺騙的抑制作用，尤其是道德標準在不道德行為中通過減少虛假信念的維護和弱化相關認知沖突與情緒動機對自我欺騙的影響。然而，研究仍存在一些局限性和不足之處。首先，實驗主要依賴于實驗室控制環境中的特定任務，未能完全反映不道德行為在實際生活中的復雜性。未來的研究可以通過更多現實情境中的實驗設計，進一步探討不道德行為對自我欺騙的普遍性及其在不同情境下的表現。其次，本研究的參與者群體僅限于在校大學生，且樣本量較為有限。雖然這些參與者在實驗中提供了有價值的結果，但不同年齡、社會背景和文化背景的個體可能會在道德判斷和自我欺騙的行為上存在差異。因此，未來的研究應當擴大樣本群體，以提高研究結論的外部效度。雖然本研究使用了ERP技術揭示了相關腦電波幅的變化，但更先進的技術如fNIRS、fMRI等可以幫助更精確地揭示自我欺騙的神經機制。因此，未來研究可以采用更高分辨率的神經成像技術，進一步探索自我欺騙在腦內的激活模式和其與道德判斷相關的神經基礎。

5 結論

本研究通過兩個實驗探討了不道德行為中自我欺騙的心理作用及其神經機制，特別是探究道德標準對自我欺騙的抑制作用。實驗1的結果表明，不道德行為會促進自我欺騙的發生。實驗2進一步證明，提升對道德標準的關注可以顯著減少個體在不道德行為中的自我欺騙傾向，具體表現為個體在欺騙行為中對虛假信念的維護減少，以及相關的認知沖突（如N2波幅）和情緒動機（如P2波幅）的弱化。這些結果支持自我概念維持理論，說明道德標準的啟動通過阻礙合理化過程，有效抑制了自我欺騙的發生。道德標準不僅能促使個體在道德沖突中進行更嚴格的自我評估，還能減少個體利用自我欺騙維護道德自我的可能性。本研究為理解不道德行為中的自我欺騙機制提供了新的視角，并為未來道德干預措施和教育實踐提供了理論依據

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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