職業召喚對顧客服務主動性行為的影響研究
——以服務業為例

○袁淑玉 王丹萍 劉元昊

（1，2石河子大學經濟與管理學院，新疆 石河子832000）；3山東理工大學管理學院，山東 淄博 255000）

一、引言

創新和消費升級導向使服務業發展時刻面臨著機遇與挑戰。與此同時，企業對員工的素質提出了更高的要求，企業更加青睞于員工能夠積極主動地處理伴隨工作而產生的角色內或角色外的任務[1]。顧客服務主動性行為作為服務行業員工的角色外行為，是指員工主動去了解顧客的需要并根據顧客反饋去預測未來的顧客需求等行為。由于服務產品具有抽象性、顧客參與性等特點[2]，顧客的服務質量感知不僅受產品本身的影響，還取決于員工的服務行為[2]，員工在向顧客提供服務產品和應對突發性問題時的工作態度和工作方式直接影響到服務質量和顧客滿意度[3]，從而影響到企業績效[4]。

因此，如何提升顧客服務主動性行為的研究最近成為學者們關注的焦點，但目前國內關于顧客服務主動性行為的研究成果仍舊很少，針對顧客服務主動性行為產生機理的研究更是缺乏。國外的研究結果顯示，行為動機影響員工的顧客服務主動性行為，如主動性動機模型指出認知—激勵動機能促發顧客服務主動性行為的產生[5]，對組織來說，重要的是能夠通過激勵員工產生行為動機，以此引導員工做出顧客服務主動性行為。職業召喚是個體對從事的職業擁有使命感，將其當作人生事業來追求，能夠積極地影響員工的工作行為[6]，DOBROW和TOSTIKHARAS[7]曾驗證職業召喚通過影響個體內在動機進而影響個體行為，由職業召喚觸發的主動性行為具有自主性，可以滿足組織對員工持續的、主動的角色外行為的要求。因此，職業召喚可能是組織尋求的能夠觸發顧客服務主動性行為的重要因素。

鑒于職業召喚通過內在動機來影響個體行為，需要進一步探索職業召喚通過何種中介來影響顧客服務主動性行為。根據自我決定理論，個體對事件的自主性感知和可控感能夠引發積極情緒，進而為個體行為提供能量和動力[8]，和諧式工作激情是個體參加某種熱愛職業的強烈愿望的迸發，搭建了自主性與主動性行為之間的動力橋梁。因此，本文引入和諧式工作激情來解釋職業召喚對顧客服務主動性行為的影響，由職業召喚引發的和諧式工作激情能夠為顧客服務主動性行為提供積極的情緒能量和穩定的內在動力。

雖然職業召喚會導致和諧式工作激情的產生，但其發揮作用的程度會受到環境感知（如主管支持感）的影響，主管支持感作為員工感受環境支持的角度之一，反映了員工感知上級對自己行為、福利等的支持程度，高主管支持感水平的員工會以積極的態度回報上級的支持，提高外部動機的內化程度，進而產生和諧式工作激情，促進顧客服務主動性行為的產生。目前對此機制的研究較少，本文將討論主管支持感在職業召喚與和諧式工作激情關系中的調節作用。

基于上述文獻回顧與邏輯推演，本文擬通過對服務型企業一線員工工作行為的調查，引入自我決定理論，深入探討職業召喚對顧客服務主動性行為的影響結果，并挖掘發揮作用的媒介（和諧式工作激情的中介作用）以及是否存在作用邊界（主管支持感的調節作用），期望能補充國內關于顧客服務主動性行為的研究成果，并為提高員工顧客服務主動性行為提出合理的實踐建議。本文研究理論模型如圖1所示。

二、理論基礎與研究假設

（一）職業召喚與顧客服務主動性行為

顧客服務主動性行為源自RANK等[9]學者對服務業中主動性行為的深入研究，具體表現為員工做出的超出工作規定的自發的、長期導向的持續行為，包含自發性、未來導向性和持續性三個特征：自發性是指員工主動做出超出業務內容要求的行為；未來導向性是指員工所做出的行為有助于提升未來顧客服務的質量或工作效率；持續性指的是員工持續提供額外服務并主動尋求反饋來維持顧客滿意度。

將顧客服務主動性行為發生的影響因素分為內部因素和外部因素。HUNTER等[10]研究發現，內部因素中自我效能感和外部因素中上級主管的積極態度均正向影響顧客服務主動性行為的發生。從內部因素角度出發，根據自我決定理論，個體行為受到動機的影響，當存在內在動機時，相應的行為會被觸發，并能夠從行為中獲得更大的快樂[11]。本研究主要從內在動機角度出發，探索能夠促使員工產生顧客服務主動性行為的內部因素。

職業召喚作為一種積極的工作感知，是指工作在生活中重要性的信念反映；是一種工作價值取向，傾向于自我實現，強調個人利益與社會利益的契合[12]，是一種驅動力，去激勵個體追求某種特定的職業領域[10]。DOBROW 和TOSTIKHARAS[7]認為職業召喚是個體對某一領域產生的發自內心的強烈激情，強調對該對象的內心認同與強烈渴望，提供了個體對所從事職業的內部動機。

本研究認為職業召喚能夠影響員工的顧客服務主動性行為。首先，根據自我決定理論，自主性、歸屬感和勝任感是觸發內在動機的關鍵導向[8]，當個體在做出某一行為時，經歷的事件使得個體感知到對該行為有較高的自主性，則該事件能夠促使或強化這一行為發生的內在動機。自主選擇、情感認同和自我導向等會增強內在動機[13]，職業召喚基于員工自主選擇的職業，基于自我實現的內在需求，為主動的工作行為提供了強烈的內在動機。其次，職業召喚的個體能夠對所從事的職業抱有持續的、堅韌的積極情緒，將其視為人生事業，以自我實現和服務社會為目標的工作價值觀與顧客服務主動性行為所具有的自發性、未來導向性和持續性特征相契合，使得員工即使在面臨各種難以解決的突發問題時，能夠堅持不懈、保持初心、迎難而上，而且感知職業召喚的個體具有服務他人的強烈愿望，為自發性的、持續性的顧客服務主動性行為提供了心理資源。基于以上分析，本文提出假設H1：

假設H1：職業召喚與顧客服務主動性行為正相關，即職業召喚水平越高，顧客服務主動性行為就越多。

（二）和諧式工作激情的中介作用

和諧式工作激情指的是個體參加熱愛的工作或者職業活動的自由意愿的強烈迸發，對其而言，工作行為是自我結構必不可少的一部分，并且與其生活的其他部分完美契合[14]。

和諧式工作激情和強迫式工作激情是動機內化不同程度的不同表現，和諧式工作激情來源于內在動機和外在動機的高度內化[15]，自主性支持是影響和諧式工作激情產生的重要因素[16]。個體以何種形式的激情投入工作取決于其對工作的自主性認知,當個體能夠自主選擇工作時，就會出現和諧式工作激情[17]。當個體職業召喚水平較高時，感知自己所從事職業的重大意義和重要性，將工作認同為自我結構的一部分，因此，自主導向的職業選擇在內化為人生事業的過程中，會導致和諧式工作激情的產生。基于以上分析，本文提出假設H2：

假設H2：職業召喚對和諧式工作激情具有正向影響作用。

顧客服務主動性行為具有挑戰性和風險性，因此，持續的顧客服務主動性行為需要員工對工作保持深度的內在興趣[9]。而和諧式工作激情具有高度的穩定性與持續性，有助于行為的維持[14]。和諧式工作激情源于自主內化，屬于自我結構的一部分，這種穩定的結構保障了個體在經歷較為艱難的事件時行為和情緒的穩定性與持續性[14]。具體來說，和諧式工作激情主要從兩方面影響顧客服務主動性行為。一方面，和諧式工作激情表示員工熱衷于從事自身的工作，可以自行地把控工作節奏，從而做出與自我實現更為契合的工作行為，積極的心理環境正向促進員工的認知與評估，內部動機整合與外部動機內化，使得員工進一步從工作中感知自我價值與工作價值。另一方面，和諧式工作激情能夠促使個體在工作中保持不斷的興奮感和擁有充足的能量[18]，為員工的顧客服務主動性行為提供動力和情緒資源，創造性地解決工作中所遇到的各種問題，對挫折與失敗進行客觀情緒判斷和理性行為調整[19]，不斷地完善角色外的主動性工作行為。基于以上分析，本文提出假設H3：

假設H3：和諧式工作激情對顧客服務主動性行為有正向影響作用。

基于以上兩階段的分析，和諧式工作激情可能會對職業召喚對顧客服務主動性行為的影響有一個傳導作用。職業召喚產生的三個特點代表員工對工作重要性的一個認知，這種認知會使員工產生發展自身職業和提升自身能力的動機，從而體驗到對工作的熱愛和激情，對工作的和諧式激情會促使員工將充足的情緒和心理資源投入到工作中，進一步體驗對工作的自主性感知，給予員工主動服務行為的理由、價值感和勝任感，從而促發顧客服務主動性行為。由社會認知理論可知，個體行為、個體認知和社會環境之間存在動態交互影響過程[20]，職業召喚到和諧式工作激情與和諧式工作激情到顧客服務主動性行為的轉化過程，體現了個體認知到個體行為的轉變過程，由顧客服務主動性行為所產生的意義感、勝任感同時反過來強化個體對工作的召喚感知，這是一個良性循環的過程。基于以上分析，本文進一步提出假設H4：

假設H4：和諧式工作激情在職業召喚與顧客服務主動性之間存在中介作用，即職業召喚通過和諧式工作激情影響顧客服務主動性行為。

（三）主管支持感的調節作用

研究已經假設職業召喚對和諧式工作激情的積極作用，但在較低的職業召喚水平時，組織該如何提升員工的工作激情？由自我決定理論可知，外部動機的內化可以促使和諧式激情的產生，其中環境對個體的自主性支持和個人特質是影響內化過程的重要因素[14]。MAGEAU 和VALLERAND 等[18]對自主支持、專業化與二元激情之間關系的研究表明，上級、同事、朋友和親人的自主支持,能夠通過個體對活動的認同實現自主內化,進而產生和諧式工作激情。

不同水平的主管支持感會導致不同的工作體驗，相較于低水平主管支持感的員工，高水平主管支持感的員工更容易實現工作價值的內化[18]。根據自我決定理論，個體天生具有對自我決定和自我掌控的需求[17]，當主管從內在滿足性工作條件（如自主性，勝任感、發展空間等）方面滿足員工需求時，員工會用積極的情感承諾來回應[21]，包括價值認同等表現。因此，主管支持感可以在低召喚水平時給員工帶來自主性支持、歸屬感、認同感，促進工作價值的內化，進而產生和諧式工作激情，基于此，提出以下假設H5：

假設H5：主管支持感在職業召喚和和諧式工作激情的關系中起正向調節作用，即主管支持感越高，職業召喚對和諧式工作激情的正向影響程度越強。

在以上的論述中，本研究假定：一是和諧式工作激情在職業召喚與顧客服務主動性行為之間起中介作用，二是主管支持感會強化職業召喚對和諧式工作激情的正向影響（調節第一階段的影響），但并不會影響和諧式工作激情對顧客服務主動性行為的影響（不調節第二階段的影響），當主管支持感高時，員工會感受到組織的歸屬感、對工作的勝任感，由此產生的內部動機會引發較高的和諧式工作激情，自愿將更多的心理資源投入于服務顧客的行為。因此，和諧式工作激情傳遞職業召喚對顧客服務主動性行為的作用可能會增強，基于以上分析，本文提出假設H6：

假設H6：主管支持感調節了和諧式工作激情在職業召喚和對顧客服務主動性行為關系中的中介作用。即當主管支持感較高時，職業召喚通過和諧式工作激情對顧客服務主動性行為的正向效應會被增強。

三、研究方法

（一）樣本與數據收集

本研究采用問卷調研的方式進行數據收集，以郵政儲蓄銀行和中國聯通網點的一線員工作為研究對象，調查范圍涵蓋了新疆、山西、陜西等地，采取領導員工配對的調查方式，現場填答與收回。調查分為兩個階段，第一次調查測量員工職業召喚、主管支持感、和諧式工作激情以及性別、年齡、學歷和工作年限等統計信息。間隔一個月進行第二次調查，根據對應的編號將問卷遞交上級主管來評價下屬的顧客服務主動性行為。本次調研得到公司部門主管的協助，正式調研前，對所有被調查者進行編號，以便對兩次調研數據的配對與統計。在主管的協助下，將編好碼的問卷按順序發放給被調查者。

第一次調研共發放問卷500份，收回作答的問卷480份，其中有效問卷401份（有效率80.2%），第二次根據有效問卷的編號，找到其相對應的主管，由主管直接填答，回收57名主管的有效問卷346份問卷（有效率86.3%，平均一名主管評價6名員工）。兩輪調研結束后，根據相對應的編號將數據配對，最終得到57 名主管和346 份有效配對問卷。樣本結構如表1 所示，在346 份有效問卷中，女性占比79.5%；40歲以下的受訪者占比92.2%，可見一線員工多為年輕員工；關于教育背景，大專及以上學歷（包括大專、本科和研究生）占96.5%，其中本科與大專學歷共計占比95.4%，學歷普遍較高；86.1%的受訪者工作年限在5年以內，樣本所呈現結構符合研究對象的基本信息水平。

（二）變量測量

1.自變量。職業召喚采用MMC量表[22]，共9個題項，如“我的工作對世界產生積極的影響”，信度系數為0.883。

2.因變量。顧客服務主動性行為采用的是RANK等[9]在2007年開發的7題項量表，如“我的員工主動與客戶進行檢查，以確認客戶的期望是否達到”，信度系數為0.951。

3.中介變量。和諧式工作激情采用VALLERAND 等[14]在2003 年開發的激情量表，共7 個題項，如“我能掌控自己的工作，并充滿激情”，信度系數為0.904。

4.調節變量。主管支持感采用COLE 和VOGEL[23]在2006年開發的量表，共4個題項，如“當我陷入困難和危機時，我的主管會給我幫助”等，信度系數為0.848。

5.控制變量。借鑒以往相關研究，選擇研究對象的性別、年齡、學歷和工作年限作為控制變量加以控制[24]，以排除它們對各核心變量的影響。

除控制變量外，其余變量的測量題項均采用李克特5級量表1-5 分別表示“很不符合、不太符合、不確定、有些符合、非常符合”。各量表的信效度檢驗如表2所示，結果顯示良好。

表2 各量表信效度檢驗

四、數據分析和結果

（一）共同方法偏差檢驗

由于問卷收集時，職業召喚、和諧式工作激情和主管支持感三個變量在同一時間填答，受相同的數據來源、相同的填答環境、題項的理解程度等因素的影響，可能會存在共同方法偏差，從而導致驗證結果的偏差。使用SPSS軟件的Harman單因素檢驗法進行檢驗，結果如表3所示。第一個主成分的解釋量為25.467%，未超過總解釋量64.303%的50%。因此，研究中并不存在共同方法偏差的問題。

表3 共同方法偏差檢驗

（二）驗證性因子分析

本研究使用AMOS 軟件進行驗證性因子分析（CFA），對職業召喚、和諧式工作激情、主管支持感、顧客服務主動性行為4個潛變量的區分效度進行了檢驗，并比較相應的擬合度指標。由表4 可知，4 因子模型的擬合度指標最優，χ2=402.739、df=293、GFI=0.918、CFI=0.972、RMSEA=0.033、TLI=0.969。由此可見，這4 個潛變量具有良好的區分效度，分屬不同的構念。

表4 測量模型的驗證性因子分析結果

（三）描述性統計分析

各個變量的均值、標準差、相關系數和顯著性水平見表5。職業召喚與顧客服務主動性行為顯著正相關（r=0.156，p<0.01），與和諧式工作激情顯著正相關（r=0.312，p<0.01），與主管支持感顯著正相關（r=0.156，p<0.01）。和諧式工作激情與顧客服務主動性行為顯著正相關（r=0.153，p<0.01），表5結果為后續假設驗證提供初步證據。

表5 樣本的均值、標準差和相關系數

（四）假設檢驗

1.直接效應檢驗

本文運用AMOS22.0 軟件進行數據分析，首先驗證職業召喚對顧客服務主動性行為的直接作用，結果如圖2所示。

首先對直接作用模型的擬合度進行檢驗，各擬合指數見表6，卡方自由度值為1.512，小于5，并且GFI>0.9，RMSEA=0.039，小于0.1，各擬合指數均達標，表明模型擬合結果理想。

表6 職業召喚對顧客服務主動性行為直接作用擬合指數表

同時，如表7 所示，職業召喚對員工顧客服務主動性行為有顯著的正向影響。職業召喚對顧客服務主動性行為的標準化路徑系數為0.176，路徑系數在0.01水平上顯著，假設H1得到驗證。

表7 職業召喚對顧客服務主動性行為直接影響關系的具體數值

2.中介效應檢驗

為了驗證和諧式工作激情的中介作用，采用逐步檢驗法。根據中介作用需要滿足的三個條件[25]，第一步，先建立直接作用模型Model0，考察職業召喚對顧客服務主動性行為的顯著性。第二步，建立Model1 中的模型，考察中介變量（和諧式工作激情）對因變量（顧客服務主動性行為）的顯著性。第三步，將自變量（職業召喚）、中介變量（和諧式工作激情）和因變量（顧客服務主動性行為）同時加入模型，考察各路徑系數的顯著性。和諧式工作激情的中介作用全模型，如圖3所示。

首先，對間接作用模型的擬合度進行檢驗，擬合指標數值見表8 所示。卡方自由度值為1.402，小于5，并且GFI=0.925>0.9，RMSEA=0.034，小于0.1，各擬合指數均達標，表明模型擬合結果理想。

表8 職業召喚對顧客服務主動性行為間接作用擬合指數表

在模型擬合良好的情況下，進一步做效應分析。在表9中，Model0 表示未加入中介變量時，自變量職業召喚對因變量顧客服務主動性行為直接作用，Model1 表示加入中介變量和諧式工作激情以后，自變量職業召喚、中介變量和諧式工作激情以及因變量顧客服務主動性行為之間的相互影響。

表9結果顯示，和諧式工作激情在職業召喚與顧客服務主動性行為之間具有中介作用。在未加入中介變量的Model0中，自變量職業召喚顯著正向影響因變量顧客服務主動性行為，標準化路徑系數為0.176。在加入中介變量和諧式工作激情的Model1中，自變量職業召喚顯著正向影響中介變量和諧式工作激情，標準化路徑系數為0.353；中介變量和諧式工作激情在0.05 水平上顯著影響因變量顧客服務主動性行為，標準化路徑系數為0.124，自變量職業召喚通過和諧式工作激情對顧客服務主動性行為的影響在0.05的水平上顯著，標準化系數為0.132，因此，和諧式工作激情在職業召喚與顧客服務主動性行為之間具有部分中介作用。假設H2、假設H3、假設H4經驗證成立。

表9 職業召喚對顧客服務主動性行為間接影響關系的具體數值

3.調節效應檢驗

（1）第一階段調節。首先將職業召喚和主管支持感進行中心化處理，并利用中心化之后的職業召喚和主管支持感建立交互項，以消除多重共線性對數據分析結果的影響。在進行層級回歸時，將和諧式工作激情設定為因變量，依次放入職業召喚、主管支持感和交互項（職業召喚*主管支持感），分析結果如表10 所示，交互項對和諧式工作激情影響顯著（β=0.115，p<0.05）。

表10 主管支持感對職業召喚與和諧式工作激情關系的調節作用

根據表10 可知，模型1 中R2表示職業召喚解釋了顧客服務主動性行為變化的9.8%，模型2中的相較于模型1 增加了0.4%，表示加入調節變量后，職業召喚對顧客服務主動性行為的解釋能力提高了0.4%（ΔR2=0.004）；模型3 中R2相較于模型2 增加了1.3%（ΔR2=0.013），表明加入交互項之后，對顧客服務主動性行為的解釋能力提高了1.3%，交互項系數為0.115，顯著性水平0.05。假設H5經驗證成立。根據路徑系數0.115 可見，主管支持感正向調節了職業召喚與和諧式工作激情的關系。具體來講，在主管支持感水平較高的情況下，職業召喚對和諧式工作激情的正向預測效應較強，在較低的主管支持感水平下，職業召喚對和諧式工作激情的正向預測效應較弱。

（2）被調節的中介效應檢驗。為了驗證假設H6，采用Bootstrap檢驗方法，應用SPSS中加載的宏程序PROCESS3.1，對有調節的中介效應加以檢驗，即運用5 000 次重復抽樣的Bootstrap 分析，并計算95%偏差校正的置信區間。若該置信區間中不包含零，則證明相應的效應顯著。由表11結果表明，高水平主管支持感與低水平主管支持感的差異index=0.021（95%CI 為[0.0001，0.049]，不包含0，顯著），存在有調節的中介效應。在主管支持感水平較高時，和諧式工作激情的中介效應顯著（效應值=0.577，95%CI 為[0.391，0.763]，區間不包含0）；在主管支持感水平較低時，和諧式工作激情的中介效應降低但仍然顯著（效應值=0.275，95%CI 為[0.086，0.463]，區間不包含0）。綜上所述，主管支持感調節了和諧式工作激情在職業召喚與顧客服務主動性行為之間所起的中介作用，即隨著主管支持感水平越來越高，和諧式工作激情的中介作用就會越強，因此，假設H6得到支持。

表11 有調節的中介效應的Bootstrap檢驗

五、結論與啟示

（一）研究結論

基于自我決定理論，本文探究了職業召喚對顧客服務主動性行為的影響。以銀行和通訊企業的346名一線員工研究對象獲取樣本數據，運用結構方程模型進行假設驗證，得出以下結論：（1）職業召喚顯著正向預測員工的顧客服務主動性行為。（2）和諧式工作激情在職業召喚與顧客服務主動性行為之間起部分中介作用。（3）主管支持感調節了職業召喚對和諧式工作激情的作用，即主管支持感越高，職業召喚對和諧式工作激情的正向影響越強。（4）主管支持感調節了職業召喚通過和諧式工作激情對顧客服務主動性行為的間接作用，即主管支持感越高，職業召喚通過和諧式工作激情對顧客服務主動性行為的正向效應會被增強。

首先，職業召喚水平較高的員工從工作中得到的重要性認知滿足了員工對人生事業的追求，從而強化了工作的內在動機，為持續的、自主的顧客服務主動性行為提供了穩定的情緒動力和內在興趣；其次，作為工作環境的一部分，主管給予員工充分的信任與支持，愿意承擔員工所作出的額外的顧客服務主動性行為的結果風險，相應地，員工會用積極的行為來回應組織信任。

（二）結論討論

首先，研究數據為調查問卷所得，均來自同一個人同一時間的自我報告，職業召喚對和諧式工作激情的影響存在一個動機轉化的過程，主管支持感的調節作用也是如此，當前的主管支持感影響的是下一時間單位內的員工行為，因此，可能存在時間序列的因果關系，未來研究可以通過改變問卷測量的程序來進一步驗證其中更為深入的因果關系。

其次，本量表自變量和中介變量均來自員工自評，雖然數據處理結果表明同源方差問題不影響研究，但為了數據的精準性，未來可以從這兩個角度開發評價員工職業召喚和激情的測量量表，同時，中國情境下的顧客服務主動性行為量表還未開發，中國情景的不同文化、集體主義精神或保守價值觀的影響，是否會使員工的顧客服務主動性行為產生不同的表達方式或思維，因此，結合中國情景需進一步開發顧客服務主動性行為測量量表。

再次，本研究選取服務型行業企業的員工作為研究對象，探究影響其顧客服務主動性行為的因素，但服務行業之中，又包含了生產性服務業、消費性服務業、公共性服務業及基礎性服務業幾大類，未來可以分維度去討論，細化影響各類服務行業員工主動性行為的因素，建立完整的研究體系。

最后，作為組織中的一員，組織成員的情緒、態度、行為等不僅僅受到主管行為的影響，未來可以試圖探索與組織相關的因素作為邊界條件，例如集體主義、企業社會責任等。

（三）管理啟示

本文將職業召喚作為激發員工顧客服務主動性行為的前因變量，通過考慮影響內在動機的變化建立兩者的聯系，揭示了一線員工的職業召喚在主管的支持下，影響員工做出積極主動的服務行為的過程。對于管理實踐的啟示有以下四點：

1.重視員工職業召喚的培養

研究證實了職業召喚對于顧客服務主動性行為的積極作用，因此，需要組織意識到員工的職業召喚感知對其行為的關鍵意義。組織在設置員工管理制度時，應保障員工的工作—家庭平衡，注重員工精神世界的充實與滿足，定期舉辦工會活動，鼓勵員工之間的相互了解，促進組織團結氛圍的形成，提升歸屬感是員工召喚感知形成的關鍵。定期舉辦企業文化年會、將奉獻文化融進制度中，通過頂層設計的方式鼓勵員工的角色外行為，熏陶員工積極向上的工作氛圍。另外，企業在文化建設方面應更多地關注社會公益，提升組織的社會責任形象，提升員工的自豪感，也能建立企業外在的品牌效應，以此吸引更多有奉獻精神的人才來加入。

2.設置與職業召喚相匹配的選拔與培訓方式

人力資源管理者在人才選聘時應進行能力與價值觀雙向測評，重點關注對奉獻精神、責任意識的考察。定期選拔有突出貢獻的榜樣員工，并給予實質獎勵，設置一對一導師制，促進員工間的良性互動，以推動奉獻型企業文化的形成。

3.適當授權、鼓勵創新、標準化創新行為激勵機制

研究結果表明，和諧式工作激情在職業召喚與顧客服務主動性行為之間發揮著部分中介的作用，凸顯了通過提升員工職業召喚感知進而促使員工進入和諧式工作激情狀態，從而提高員工從事顧客服務主動性行為的重要性。因此對于管理者而言，應適當考慮任務的靈活性，適當授權于下屬，主動關注下屬的個性化需求與內心訴求，為其提供充分的心理支持，提升歸屬感與勝任感，從而提升其自主性，促發員工的工作激情。此外，對于組織而言，應當鼓勵員工創新、設置規范的制度獎勵創新行為，設定可考量的透明化獎勵機制，激勵員工做出主動性行為。

4.加強中層管理干部的培養

研究結果表明，主管支持感有效調節了職業召喚對顧客服務主動性行為的影響。對于組織而言，中層管理者是上傳下達的關鍵核心，而領導—成員關系是形成有效管理方式的關鍵，因此，應定期對中層管理干部的管理能力、人際交往能力以及業務能力進行培訓與考核，積蓄堅實有力的中層力量。