吳紅芳， 任 南， 張亞運， 何夢嬌

(江蘇科技大學 經(jīng)濟管理學院, 江蘇 鎮(zhèn)江 212003)

IS項目經(jīng)理過度自信、高層支持與創(chuàng)新的實證研究

吳紅芳， 任 南， 張亞運， 何夢嬌

(江蘇科技大學 經(jīng)濟管理學院, 江蘇 鎮(zhèn)江 212003)

項目經(jīng)理作為項目管理的關鍵人員，其過度自信對信息系統(tǒng)項目的實施有著重要影響。構建了IS項目經(jīng)理過度自信、高層支持與創(chuàng)新之間關系的理論模型，并結合實際調查數(shù)據(jù)進行了數(shù)據(jù)分析和模型擬合。研究結果表明：IS項目經(jīng)理的優(yōu)于常人的心理與自我歸因偏差顯著正向影響高層支持，并通過高層支持間接正向影響創(chuàng)新，但對創(chuàng)新沒有直接影響；而IS項目經(jīng)理的控制幻覺不僅顯著正向影響創(chuàng)新，還會通過高層支持間接正向影響創(chuàng)新。

信息系統(tǒng)； 項目經(jīng)理； 過度自信； 高層支持； 創(chuàng)新

信息系統(tǒng)(Information System，簡稱IS)項目開發(fā)和管理復雜程度高、技術難度大，即使加強了IS項目需求分析、變更管理、項目組織等方面的工作，項目失敗仍時有發(fā)生。探究原因時發(fā)現(xiàn)，項目經(jīng)理的勝任素質對推動項目保質保量地按計劃實施具有重要作用，其中自信不可或缺[1]，但若項目經(jīng)理過度自信，可能會影響個人乃至群體的決策與行為[2]。IS項目也不例外，在實際項目領域，經(jīng)常可見IS項目經(jīng)理對項目的掌控在很大程度上影響著IS項目的成功。

已有研究大多將過度自信視為一種消極的心理因素，側重于管理者過度自信的負面影響，對過度自信的研究形成了一種固定的消極研究范式[3]。然而，也有少量學者對過度自信的積極影響給予了關注。Galasso等[4]認為過度自信的CEO具有更強的創(chuàng)新性，更可能為企業(yè)引入新技術。Gervais等[5]認為在大多數(shù)情況下，過度自信的CEO愿意在關鍵時刻承擔風險，可能會選擇一些具有超高回報率的項目，為企業(yè)帶來預期外的收益，因此過度自信的管理者更有可能得到高層支持。由于創(chuàng)新與高層支持對IS項目的成敗有著重要影響，為了提高IS項目實施的成功率，有必要研究項目經(jīng)理過度自信、創(chuàng)新與高層支持三者之間的關系。鑒于此，本文選取過度自信的3種典型類型——優(yōu)于常人心理、自我歸因偏差和控制幻覺，研究其對創(chuàng)新的影響，以及高層支持所具有的中介作用。

1 理論基礎與研究假設

1.1 過度自信與創(chuàng)新

創(chuàng)新行為屬于特殊的投資行為，創(chuàng)新意味著新產(chǎn)品的研發(fā)、新技術的使用與新市場的開拓，因而其產(chǎn)出具有不確定性和不及時性，創(chuàng)新項目的實施相比于其他投資項目而言風險更大、更具挑戰(zhàn)性，并且需要很長的時間來驗證創(chuàng)新活動是否成功[6]。與理性的管理者相比，過度自信的管理者更愿意接受有風險、有挑戰(zhàn)性的工作，他們認為自己可以完成高難度的任務[7]，因而過度自信的管理者對于創(chuàng)新項目的偏好相比理性的管理者會更為強烈[8]。盡管創(chuàng)新項目產(chǎn)生收益的周期較長，以失敗告終的可能性也較大[6]，但是過度自信的管理者往往高估自身解決問題的能力及項目未來的收益，低估項目失敗的風險[9]，因此他們更有可能投資創(chuàng)新項目來獲取高收益。過度自信的管理者還傾向于招聘熱衷創(chuàng)新的員工[10]，員工創(chuàng)新的積極性有利于團隊共同目標的實現(xiàn)，能夠為創(chuàng)新項目的順利實施提供保障。因此，過度自信的IS項目經(jīng)理可能更偏好于創(chuàng)新，且對創(chuàng)新的進展具有推動作用。

管理者普遍認為自己的技術與能力優(yōu)于其他人且能解決未來可能發(fā)生的消極事件，即具有“優(yōu)于常人”心理[11]，這種心理使得管理者主觀認為其具有優(yōu)勢地位，并能夠有效控制可控因素及準確預測未來，優(yōu)于常人的思維使他們相信其他企業(yè)創(chuàng)新的失敗是由于管理者的知識或能力欠缺，而自身所具備的更優(yōu)秀的管理能力及嫻熟的技能會產(chǎn)生不同的結果[12]，他們相信自己能夠在創(chuàng)新過程中取得成功，因此傾向于開展創(chuàng)新。由于具有“自我歸因偏差”，人們往往把成功歸因于自身的能力與努力，把失敗歸因于運氣等外部因素[13]，故具有自我歸因偏差的管理者往往認為自己總是對的，即使面對錯誤的判斷，也不愿承認，主觀的決策使得管理者無法準確評估創(chuàng)新的風險，更加偏好于創(chuàng)新。過度自信的管理者普遍存在“控制幻覺”，對自身掌控全局的能力抱有過高期望，他們希望通過創(chuàng)新來彰顯其管理視野和能力[8]，較為強烈的控制幻覺容易使他們對創(chuàng)新結果形成過于樂觀的評價，甚至主觀上把情境威脅作為有利條件，導致無法正確認識決策的實際風險，高估創(chuàng)新成功的概率[14]，更有可能進行創(chuàng)新活動。因此，提出以下假設：

H1a IS項目經(jīng)理的優(yōu)于常人心理對創(chuàng)新存在正向影響；

H1b IS項目經(jīng)理的自我歸因偏差對創(chuàng)新存在正向影響；

H1c IS項目經(jīng)理的控制幻覺對創(chuàng)新存在正向影響。

1.2 過度自信與高層支持

高層支持被認為是影響信息化成敗的重要因素[15]，IS項目的實施過程中，如果缺少高層支持，就算項目經(jīng)理擁有出色的技能，項目也可能會失敗[16]。根據(jù)人際吸引理論中的相似性原則，擁有相似點的個體之間相互吸引，彼此會產(chǎn)生注意、欣賞等心理上的好感，在頻繁互動和交流中，傾向于肯定對方的信念、價值觀、人格品質及行為等[17]。高層管理者經(jīng)常需要在不確定的情況下作預測以進行重大決策，過于保守的態(tài)度往往無法帶動企業(yè)向前邁進，因此在一定程度上要求高層具有冒險精神，而過度自信的個體比理性的個體更具冒險精神[7]，在決策時盡顯個人魄力，能夠在關鍵時刻承擔風險，為企業(yè)創(chuàng)造價值、爭取競爭優(yōu)勢[5]。因此，當高層管理者遇到過度自信的項目經(jīng)理時，容易認同和支持其信念和行為。

在決策時，為應對信息超載、高度不確定的情境，高層管理者往往通過獲取有限信息或少量熟悉樣本支撐其風險性行為。在獲取信息時，往往只與少數(shù)專家或特定員工進行溝通，由于這些溝通對象屬于高層管理者的強連接范疇，容易得到過度積極的反饋[18]。強連接能夠產(chǎn)生關系信任，使高層高估信息的準確度和相關性并促使其對預期結果滿懷信心。大多數(shù)高層管理者沒有IT背景，他們可能不了解信息技術[15]，因此需要通過項目經(jīng)理來獲取和解讀IS項目實施的相關信息。具有優(yōu)于常人心理的個體普遍認為其知識、技能及獲得成功的概率高于其他人且能夠被準確地預測，而自我歸因偏差的個體喜歡把成功歸因于自己并且夸大自身能力，這兩類過度自信的個體即使面對不那么容易獲得成功的事情，也會傾向于表現(xiàn)出極度的確信[19]。而對于有過成功經(jīng)驗的個體如曾經(jīng)做出過正確決策的管理者而言，產(chǎn)生控制幻覺的可能性更高，因為該群體的職業(yè)決定了當承擔的任務具有可控性時個人更容易過高地評價自身完成這一任務的能力，也就是說產(chǎn)生控制幻覺的人會不切實際地過度樂觀[14]。因此，高層從這3類過度自信的項目經(jīng)理處得到的關于IS項目的信息往往是過度積極的，不清楚真實情況的高層容易對項目前景過度樂觀，也可能會加深對項目經(jīng)理的信任感，從而加大支持力度。因此，提出以下假設：

H2a IS項目經(jīng)理的優(yōu)于常人心理對高層支持存在正向影響；

H2b IS項目經(jīng)理的自我歸因偏差對高層支持存在正向影響；

H2c IS項目經(jīng)理的控制幻覺對高層支持存在正向影響。

1.3 高層支持與創(chuàng)新

高層支持不僅包括資金預算上的支持，還包括對企業(yè)組織、管理、文化上創(chuàng)新的支持，高層管理者須積極應對組織內部對于變革的抵制[15]。IS項目中的創(chuàng)新是一場變革，在創(chuàng)新過程中經(jīng)常會遇到?jīng)_突和障礙，項目的相關人員可能會因為變革的發(fā)生而利益受損，因此他們往往會對創(chuàng)新進行抵制，甚至妨礙創(chuàng)新的進行。高層管理者必須有效處理組織內的抵制行為，對創(chuàng)新進行明確的支持，否則創(chuàng)新極有可能失敗[20]。此時，有效的培訓、獎懲、溝通等機制就顯得尤為重要，而這些事項必須由高層創(chuàng)造相應的環(huán)境去處理，其實現(xiàn)方式可以由高層制定，也可以由高層授權具體人員負責[21]。大量的證據(jù)表明，高管通過改變管理機制可以促進創(chuàng)新成功[22]，創(chuàng)新的成功必須依賴于高層的大力支持。創(chuàng)新活動往往需要新的、巨大的投入，進行創(chuàng)新意味著企業(yè)需要放棄已有的通過巨大投入建立起來的各種資源、技術、思想或者管理模式等，然而，這些通過創(chuàng)新而建立的新的技術、思想、管理模式等在未來是否具有實質的作用卻是一個未知數(shù)，創(chuàng)新活動的開展往往伴隨著風險[23]。如果高層管理者不愿意承擔風險，不支持創(chuàng)新，那么IS項目的創(chuàng)新很難進行。因此，提出以下假設：

H3 高層支持對IS項目的創(chuàng)新存在正向影響。

過度自信的管理者更有可能得到高層的支持，而高層支持又能推動IS項目中創(chuàng)新的開展，因此綜合H2a與H3、H2b與H3、H2c與H3，可以認為：

H4a 高層支持在IS項目經(jīng)理的優(yōu)于常人心理與創(chuàng)新之間起中介作用；

H4b 高層支持在IS項目經(jīng)理的自我歸因偏差與創(chuàng)新之間起中介作用；

H4c 高層支持在IS項目經(jīng)理的控制幻覺與創(chuàng)新之間起中介作用。

根據(jù)以上分析與假設，本文構建的概念模型如圖1所示。

圖1 概念模型

2 變量測量與數(shù)據(jù)收集

2.1 量表開發(fā)和問卷設計

本文采用調查問卷的方式收集數(shù)據(jù)，除了答題者的基本信息外，問題均采用Likert 5點式量表，其中1代表強烈不同意，2代表不同意，3代表不同意也不反對，4 代表同意，5代表強烈同意。為了保證量表的信度和效度，本文盡量在采用國內外權威期刊問卷的基礎上進行調整，開發(fā)初始調查問卷。

對于優(yōu)于常人心理的測量，參考Herz等[24]的研究，自我歸因偏差的測量參考Billett等[25]的研究，控制幻覺的測量參考Malmendier等[26]的研究，高層支持的測量參考文獻[15，27-29]中的研究，而創(chuàng)新的測量則參考Galasso等[4]和韓翼等[30]的研究。由于優(yōu)于常人心理、自我歸因偏差、控制幻覺、高層支持與創(chuàng)新的量表參考了不同學者的研究成果，為了提高量表的信度和效度，首先通過小規(guī)模前測對初始測量項進行縮減，利用SPSS軟件分別計算這5個變量的量表單項對總項的相關系數(shù)以及Cronbach’s α值，根據(jù)結果調整后共刪除5個測量項，其中控制幻覺刪除1項，高層支持刪除2項，創(chuàng)新刪除2項，刪除這些測量項后各Cronbach’s α值明顯提高并且大于0.7。最后，根據(jù)預測反饋的信息，將表述不恰當?shù)膯栴}重新設計與修正，形成最終調查問卷，各變量的最終測量項如表1所示。

表1 量表的測量項

借助問卷星這一平臺，通過網(wǎng)絡鏈接發(fā)放調查問卷，發(fā)放對象設定為IT行業(yè)的項目經(jīng)理。共回收問卷590份，對回收的問卷進行篩選，刪除了答題嚴重不完整和具有明顯錯誤的問卷73份，最終獲得有效問卷共517份，有效回收率為87.63%。從收集到的數(shù)據(jù)來看，調查對象地區(qū)分布在北京、廣東、江蘇、上海、浙江、山東等29個省、市和自治區(qū)；調查對象71.76%為男性，28.24%為女性；調查對象年齡在25歲及以下的占5.61%，在26～35歲的占57.06%，在36～45歲的占34.24%，在46～55歲的占2.71%，在56歲及以上的占0.39%；調查對象的受教育程度在高中以下的占0.19%，高中占0.77%，大專占7.35%，本科占61.9%，碩士及以上占29.79%；調查對象在企業(yè)的工作年限小于1年的占1.74%、1～3年的占12.19%，4～5年的占17.6%，6～10年的占42.75%，11年及以上的占25.73%。

2.3 數(shù)據(jù)分析方法選擇

本文綜合使用SPSS19.0和SmartPLS2.0進行數(shù)據(jù)分析。結構方程模型(Structural Equation Model,SEM)包括測量模型和結構模型兩個階段，其中測量模型的檢驗主要是綜合評估研究工具的信度和效度，本文采用SPSS19.0對測量模型進行檢驗；結構模型主要對模型的解釋力和假設路徑的顯著性進行評估[31]，本文選擇SmartPLS2.0對結構模型進行檢驗。

3 結果分析

3.1 測量模型評價

為了提高數(shù)據(jù)質量，本研究對構念的信度和效度進行了檢驗。在信度檢驗中，指標采用內部一致性系數(shù)Cronbach’s α及組合信度CR，檢驗標準為Cronbach’sα>0.7，并且CR>0.7。效度的檢驗包括收斂效度和區(qū)別效度的檢驗。收斂效度檢驗時，所有測量項的因子載荷須大于0.5，平均方差提取(AVE)值大于0.5；區(qū)別效度通過構念的AVE平方根與對應構念的相關系數(shù)絕對值大小進行檢驗[32]，檢驗標準是所有構念的AVE平方根均大于其所在行和列對應構念的相關系數(shù)的絕對值。檢驗結果如表2所示。

表2 信度與效度檢驗結果

注：對角線加粗數(shù)字是AVE的平方根

由檢驗結果可知，所有構念的Cronbach’sα和組合信度CR中最小值分別是0.759和0.849，均大于最低臨界水平0.7，表明測量模型的信度較好。所有測量項的因子載荷最小值為0.645，也都高于最低臨界水平0.5，本文中所有構念的AVE最低值為 0.586，滿足AVE最低臨界值0.5的水平，證明了測量模型具有較強的收斂效度。所有構念的AVE平方根均大于其所在行和列對應構念的相關系數(shù)的絕對值，表明測量模型具有較強的區(qū)別效度。

富氧側吹煤粉熔融還原工藝核心部件為側吹噴槍。側吹噴槍可噴吹富氧空氣和煤粉，富氧濃度達70%～90%，冶煉廢氣量小，煙氣熱損失小。通過側吹噴槍直接向熔體內部補熱，燃料直接在熔體內燃燒，放出熱量全部被熔體吸收，加熱速度快，熱量利用率高，可以快速有效調節(jié)熔池溫度。

3.2 結構模型評價

3.2.1 假設檢驗 本文利用SmartPLS2.0，對517個樣本數(shù)據(jù)進行處理，將研究模型擬合，然后利用Bootstrap算法(N=1 000)進行了顯著性檢驗，模型擬合的路徑系數(shù)及R2值如圖2所示。

圖2 模型路徑圖和R2值

在檢驗路徑系數(shù)之前，首先評價模型的解釋力。通過復相關平方值(R2)檢驗來評價模型的解釋力。R2是對結構方程模型中變量的方差解釋程度，它表明了對結構方程模型中變量的方差解釋程度，R2>0.3說明模型具有較好的解釋能力。由圖2可以看出，模型中對高層支持的綜合影響R2達到了0.337，表示對高層支持的方差解釋達到了33.7%；對創(chuàng)新的綜合影響R2達到了0.386，表示對創(chuàng)新的方差解釋達到了38.6%。因此，本文的模型具有較好的解釋能力。路徑系數(shù)以及其顯著性使用Bootstrapping(N=1 000)方法進行檢驗，當p<0.05時假設成立，假設檢驗的結果如表3所示，除H1a、H1b不成立以外其余假設均成立。

表3 假設檢驗

3.2.2 中介作用檢驗 若模型中X為自變量，Y為因變量，X→Y為直接作用模型，c是路徑系數(shù)，如果c顯著則引入中介變量M，a是X→M的路徑系數(shù)，b是M→Y的路徑系數(shù)，c'是中介模型中X→Y的路徑系數(shù)，如果路徑系數(shù)a和b顯著但c'不顯著，即為完全中介模型；如果系數(shù)a和b顯著的同時c'也顯著，即為部分中介模型，此時X→Y的總效應是ab+c'。本文對中介作用的檢驗結合逐步法與Bootstrap法[33]，步驟如下：

(1) 檢驗系數(shù)c，若顯著則按中介效應立論；若不顯著則按遮掩效應立論，不論系數(shù)c是否顯著，都要進行后續(xù)檢驗。

(2) 依次檢驗系數(shù)a和b，若兩者都顯著，說明間接效應顯著，轉到步驟(4)；如果a和b至少有一個不顯著，進行步驟(3)。

(3) 用Bootstrap法直接檢驗H0：ab= 0。若顯著，說明間接效應顯著，進行步驟(4)；反之間接效應不顯著，停止檢驗。

(4) 檢驗系數(shù)c'，若不顯著，即直接效應不顯著，說明只有中介效應。如果顯著，即直接效應顯著，進行步驟(5)。

(5) 比較ab和c'的符號，如果同號，屬于部分中介效應，報告中介效應占總效應的比例ab/c'；如果異號，屬于遮掩效應，報告間接效應與直接效應的比例的絕對值|ab/c'|。

按照以上步驟，直接作用模型中“優(yōu)于常人心理→創(chuàng)新”的路徑系數(shù)是0.470，p<0.001，顯著，按中介效應立論；“優(yōu)于常人心理→高層支持”的路徑系數(shù)是0.297，p<0.001，顯著，“高層支持→創(chuàng)新”的路徑系數(shù)是0.238，p<0.001，顯著，說明間接效應顯著；中介作用模型中“優(yōu)于常人心理→創(chuàng)新”的路徑系數(shù)是0.032，p>0.05，不顯著，說明只有中介效應，即高層支持在優(yōu)于常人心理與創(chuàng)新之間起完全中介作用。

直接作用模型中“自我歸因偏差→創(chuàng)新”的路徑系數(shù)是0.482，p<0.001，顯著，按中介效應立論；“自我歸因偏差→高層支持”的路徑系數(shù)是0.149，p<0.01，顯著，“高層支持→創(chuàng)新”的路徑系數(shù)是0.238，p<0.001，顯著，說明間接效應顯著；中介作用模型中“自我歸因偏差→創(chuàng)新”的路徑系數(shù)是0.094，p>0.05，不顯著，說明只有中介效應，即高層支持在自我歸因偏差與創(chuàng)新之間起完全中介作用。

直接作用模型中“控制幻覺→創(chuàng)新”的路徑系數(shù)是0.571，p<0.001，顯著，按中介效應立論；“控制幻覺→高層支持”的路徑系數(shù)是0.208，p<0.001，顯著，“高層支持→創(chuàng)新”的路徑系數(shù)是0.238，p<0.001，顯著，說明間接效應顯著；中介作用模型中“控制幻覺→創(chuàng)新”的路徑系數(shù)是0.368，p<0.001，顯著，說明直接效應顯著，而路徑系數(shù)都是正數(shù)，所以存在部分中介效應，中介效應占總效應的比例為13.45%，即高層支持在控制幻覺與創(chuàng)新之間起部分中介作用。

4 結論和啟示

本研究以辯證的視角看待管理者過度自信所產(chǎn)生的影響，尤其側重探究過度自信的積極作用，選取IS項目經(jīng)理為研究對象，深入分析了項目經(jīng)理過度自信、高層支持與創(chuàng)新之間的影響機制，建立并用實證分析法檢驗了研究假設模型。研究發(fā)現(xiàn)，過度自信的IS項目經(jīng)理對高層支持以及創(chuàng)新存在一定的積極作用，主要結論與啟示如下：

(1) 已有文獻大多把過度自信作為一個整體來研究其對創(chuàng)新的影響，但不同類型的過度自信對于創(chuàng)新的影響可能也不同，本研究選取過度自信的3種類型——優(yōu)于常人心理、自我歸因偏差及控制幻覺，以高層支持為中介，分別分析了三者對創(chuàng)新的影響過程，研究結果表明：IS項目經(jīng)理的優(yōu)于常人心理與自我歸因偏差顯著正向影響高層支持，并通過高層支持間接正向影響創(chuàng)新，但對創(chuàng)新沒有直接影響；而IS項目經(jīng)理的控制幻覺不僅直接正向影響創(chuàng)新，還會通過高層支持間接正向影響創(chuàng)新。

(2) 由于IS項目經(jīng)理過度自信會影響高層支持與創(chuàng)新，而高層支持與創(chuàng)新又會影響IS項目的成敗，故IS項目經(jīng)理過度自信對項目的成功也會有所影響，本文研究項目經(jīng)理過度自信、高層支持與創(chuàng)新之間的影響機制，在一定程度上有助于IS項目的管理。

(3) 從研究結果可以看出，高層支持對IS項目中的創(chuàng)新起重要作用。因此，為了推動創(chuàng)新的發(fā)展，提高IS項目實施的成功率，高層管理者需要認同與支持項目經(jīng)理的創(chuàng)新理念與行為，不僅應在資金預算上予以支持，還應積極參與到創(chuàng)新的過程中，主動去除項目利益相關者對于創(chuàng)新的抵制，提高團隊成員的創(chuàng)新積極性。

[1] REDMOND E. Competency models at Work: The value of perceived relevance and fair rewards for employee outcomes[J]. Human Resource Management, 2013, 52(5): 771-792.

[2] PARKERr A M, STONE E R. Identifying the effects of unjustified confidence versus overconfidence: lessons learned from two analytic methods[J]. Journal of Behavioral Decision Making, 2014, 27(2): 134-145.

[3] 伍如昕, 黃健柏. 管理者認知偏差只能帶來消極影響嗎?——對管理者過度自信現(xiàn)有研究范式的述評[J]. 經(jīng)濟管理, 2010(9): 172-179.

[4] GALASSO A, SIMCOE T S. CEO overconfidence and Innovation[J]. Management Science, 2011, 57(8): 1469-1484.

[5] Gervais S, Heaton J B, Odean T. Overconfidence, Compensation Contracts, and Capital Budgeting[J]. Journal of Finance, 2011, 66(5): 1735-1777.

[6] LEE P M, O'NEILL H M. Ownership structures and R&D investments of U.S. and japanese firms: agency and stewardship perspectives[J]. Academy of Management Journal, 2003, 46(2): 212-225.

[7] GERVAIS S, GERVAIS S, ODEAN T, et al. Learning to be overconfident[J]. Review of Financial Studies, 2001, 14(1).

[8] HIRSHLEIFER D, LOW A, TEOH S H. Are overconfident CEOs Better Innovators?[J]. Journal of Finance, 2012, 67(4): 1457-1498.

[9] AHMED A S, DUELLMAN S. Managerial overconfidence and accounting conservatism[J]. Journal of Accounting Research, 2013, 51(1): 1-30.

[10] VAN D S E. Organizational beliefs and managerial vision[J]. Journal of Law, Economics & Organization, 2005, 21(1): 256-283.

[11] VARNUM M E W. Higher in status, (Even) better-than-average[J]. Frontiers In Psychology, 2015(6): 496-496.

[12] 林海芬, 蘇敬勤. 基于內部促進者視角的管理創(chuàng)新引進機制研究[J]. 科研管理, 2010(6): 136-143.

[13] 譚松濤. 自我歸因偏差、學習與股民的過度自信[J]. 經(jīng)濟理論與經(jīng)濟管理, 2013(11): 71-79.

[14] 蘇敬勤, 林海芬. 基于核心管理者的管理創(chuàng)新三維引進決策模型構建[J]. 管理評論, 2013(4): 103-114.

[15] LIU G H W, WANG E T G, CHUA C E H. Leveraging social capital to obtain top management support in complex, cross-functional IT projects[J]. Journal of the Association for Information Systems, 2015, 16(8): 707-737.

[16] SYED M J I, CHOI S L, GOH C F, et al. Moderating effect of top management support on relationship between transformational leadership and project success[J]. Pakistan Journal of Commerce & Social Sciences, 2015, 9(2): 540-567.

[17] GRIFFETH R W, LOGAN J J W, VECCHIO R P. Equity theory and interpersonal attraction[J]. Journal of Applied Psychology, 1989, 74(3): 394.

[18] KAHNEMAN D, LOVALLO D. Timid choices and bold forecasts: A cognitive perspective on risk taking[J]. Management Science, 1993, 39(1): 17-31.

[19] SIMON M, HOUGHTON S M. The relationship between overconfidence and the introduction of risky products: Evidence from a field study[J]. Academy of Management Journal, 2003, 46(2): 139-149.

[20] 鞏見剛, 丁堃. 信息化中影響高層支持的因素及機制分析[J]. 科學學與科學技術管理, 2014(3): 144-153.

[21] ORLIKOWSKI W J, YATES J, OKAMURA K, et al. Shaping electronic communication: The metastructuring of technology in the context of use[J]. Organization Science, 1995, 6(4): 423-444.

[22] 鞏見剛, 董小英. 信息化中高層支持的維度表現(xiàn)以及影響因素分析——一個本土案例研究[J]. 管理學報, 2012(9): 1349-1355.

[23] 鞏見剛, 董小英, 張娜. 高層領導企業(yè)家精神與信息化成功——以華為公司的信息化推進過程為例[C]∥第五屆(2010)中國管理學年會——信息管理分會場. 中國遼寧大連, 2010. 12.

[24] HERZ H, SCHUNK D, ZEHNDER C. How do judgmental overconfidence and overoptimism shape innovative activity?[J]. Games & Economic Behavior, 2014(83): 1-23.

[25] BILLETT M T, QIAN Y. Are overconfident CEOs born or made? evidence of self-attribution bias from frequent acquirers[J]. Management Science, 2008, 54(6): 1037-1051.

[26] MALMENDIER U, TATE G. Behavioral CEOs: The role of managerial overconfidence?[J]. Journal of Economic Perspectives, 2015, 29(4): 37-60.

[27] JARVENPAA S L, IVES B. Executive involvement and participation in the management of information technology[J]. MIS Quarterly, 1991, 15(2): 205-227.

[28] ZQIKAEL O, LEVIN C, RAD P F. Top management support-the project friendly organization[J]. Cost Engineering, 2008, 50(9): 22-30.

[29] MICHAEL J Z. IS support for top managers' dynamic capabilities, environmental dynamism, and firm performance: An empirical investigation[J]. Journal of Business & Management, 2007, 13(1): 57-77.

[30] 韓翼, 廖建橋, 龍立榮. 雇員工作績效結構模型構建與實證研究[J]. 管理科學學報, 2007(5): 62-77.

[31] 周宇, 仲偉俊, 梅姝娥. 基于IT過程觀的信息系統(tǒng)開發(fā)能力理論構建與實證檢驗[J]. 系統(tǒng)工程理論與實踐, 2015, 35(12): 3144-3154.

[32] FORNELL C, LARCKER D F. Evaluating structural equation models with unobservable variables and measurement error[J]. Journal of Marketing Research (JMR), 1981, 18(1): 39-50.

[33] 溫忠麟, 葉寶娟. 中介效應分析:方法和模型發(fā)展[J]. 心理科學進展, 2014(5): 731-745.

An Empirical Study of IS Project Manager’s Overconfidence, Top Management Support and Innovation

WUHongfang,RENNan,ZHANGYayun,HEMengjiao

(School of Economies and Management, Jiangsu University of Science and Technology, Zhenjiang 212003， Jiangsu, China)

As key person of project management, the project manager’s overconfidence has a big impact on the implementation of information system project. In this paper, a new theoretical model is constructed to analyze the relationship between IS project manager’s overconfidence, top management support and innovation.On this basis, a survey is conducted through questionnaire and the model fitting is done by analyzing the data.The result shows that : better-than-average and self-attribution bias of IS project manager positively affect top management support, which also positively affect innovation with the mediation of top management support, but they do not have direct significant impact on innovation. Illusion of control not only affects innovation positively and directly but also positively affect innovation with the mediation of top management support.

information system (IS) project manager; overconfidence; top management support; innovation

2017-01-28

國家自然科學基金面上項目“復雜產(chǎn)品項目集成工作分解結構(IWBS)方法研究”(71171101)；國家自然科學基金重點項目“基于云的管理信息系統(tǒng)再造研究”(71331003)；國家自然科學基金面上項目“復雜產(chǎn)品設計制造變更的傳播機理、影響和信息協(xié)同方法”(71471078)；國家科技支撐計劃“船舶產(chǎn)業(yè)鏈數(shù)字化服務制造平臺及應用”(2015BAF21B00)；江蘇高校哲學社會科學重點研究基地重大項目“新興信息技術對船舶制造業(yè)的影響及對策研究”(2015JDXM024)；江蘇省普通高校研究生科研創(chuàng)新計劃項目“項目經(jīng)理過度自信對IS項目成功的影響研究”(SJZZ16_0203)。

吳紅芳(1991-)，女，江蘇蘇州人，碩士研究生，研究方向：信息管理與信息系統(tǒng)。E-mail: 1203224518@qq.com 任南，教授，研究方向：信息管理與信息系統(tǒng)。

1005-9679(2017)04-0009-07

C 931.6

A