职业召唤对顾客服务主动性行为的影响研究——以服务业为例

○袁淑玉 王丹萍 刘元昊

（1，2石河子大学经济与管理学院，新疆 石河子832000）；3山东理工大学管理学院，山东 淄博 255000）

一、引言

创新和消费升级导向使服务业发展时刻面临着机遇与挑战。与此同时，企业对员工的素质提出了更高的要求，企业更加青睐于员工能够积极主动地处理伴随工作而产生的角色内或角色外的任务[1]。顾客服务主动性行为作为服务行业员工的角色外行为，是指员工主动去了解顾客的需要并根据顾客反馈去预测未来的顾客需求等行为。由于服务产品具有抽象性、顾客参与性等特点[2]，顾客的服务质量感知不仅受产品本身的影响，还取决于员工的服务行为[2]，员工在向顾客提供服务产品和应对突发性问题时的工作态度和工作方式直接影响到服务质量和顾客满意度[3]，从而影响到企业绩效[4]。

因此，如何提升顾客服务主动性行为的研究最近成为学者们关注的焦点，但目前国内关于顾客服务主动性行为的研究成果仍旧很少，针对顾客服务主动性行为产生机理的研究更是缺乏。国外的研究结果显示，行为动机影响员工的顾客服务主动性行为，如主动性动机模型指出认知—激励动机能促发顾客服务主动性行为的产生[5]，对组织来说，重要的是能够通过激励员工产生行为动机，以此引导员工做出顾客服务主动性行为。职业召唤是个体对从事的职业拥有使命感，将其当作人生事业来追求，能够积极地影响员工的工作行为[6]，DOBROW和TOSTIKHARAS[7]曾验证职业召唤通过影响个体内在动机进而影响个体行为，由职业召唤触发的主动性行为具有自主性，可以满足组织对员工持续的、主动的角色外行为的要求。因此，职业召唤可能是组织寻求的能够触发顾客服务主动性行为的重要因素。

鉴于职业召唤通过内在动机来影响个体行为，需要进一步探索职业召唤通过何种中介来影响顾客服务主动性行为。根据自我决定理论，个体对事件的自主性感知和可控感能够引发积极情绪，进而为个体行为提供能量和动力[8]，和谐式工作激情是个体参加某种热爱职业的强烈愿望的迸发，搭建了自主性与主动性行为之间的动力桥梁。因此，本文引入和谐式工作激情来解释职业召唤对顾客服务主动性行为的影响，由职业召唤引发的和谐式工作激情能够为顾客服务主动性行为提供积极的情绪能量和稳定的内在动力。

虽然职业召唤会导致和谐式工作激情的产生，但其发挥作用的程度会受到环境感知（如主管支持感）的影响，主管支持感作为员工感受环境支持的角度之一，反映了员工感知上级对自己行为、福利等的支持程度，高主管支持感水平的员工会以积极的态度回报上级的支持，提高外部动机的内化程度，进而产生和谐式工作激情，促进顾客服务主动性行为的产生。目前对此机制的研究较少，本文将讨论主管支持感在职业召唤与和谐式工作激情关系中的调节作用。

基于上述文献回顾与逻辑推演，本文拟通过对服务型企业一线员工工作行为的调查，引入自我决定理论，深入探讨职业召唤对顾客服务主动性行为的影响结果，并挖掘发挥作用的媒介（和谐式工作激情的中介作用）以及是否存在作用边界（主管支持感的调节作用），期望能补充国内关于顾客服务主动性行为的研究成果，并为提高员工顾客服务主动性行为提出合理的实践建议。本文研究理论模型如图1所示。

二、理论基础与研究假设

（一）职业召唤与顾客服务主动性行为

顾客服务主动性行为源自RANK等[9]学者对服务业中主动性行为的深入研究，具体表现为员工做出的超出工作规定的自发的、长期导向的持续行为，包含自发性、未来导向性和持续性三个特征：自发性是指员工主动做出超出业务内容要求的行为；未来导向性是指员工所做出的行为有助于提升未来顾客服务的质量或工作效率；持续性指的是员工持续提供额外服务并主动寻求反馈来维持顾客满意度。

将顾客服务主动性行为发生的影响因素分为内部因素和外部因素。HUNTER等[10]研究发现，内部因素中自我效能感和外部因素中上级主管的积极态度均正向影响顾客服务主动性行为的发生。从内部因素角度出发，根据自我决定理论，个体行为受到动机的影响，当存在内在动机时，相应的行为会被触发，并能够从行为中获得更大的快乐[11]。本研究主要从内在动机角度出发，探索能够促使员工产生顾客服务主动性行为的内部因素。

职业召唤作为一种积极的工作感知，是指工作在生活中重要性的信念反映；是一种工作价值取向，倾向于自我实现，强调个人利益与社会利益的契合[12]，是一种驱动力，去激励个体追求某种特定的职业领域[10]。DOBROW 和TOSTIKHARAS[7]认为职业召唤是个体对某一领域产生的发自内心的强烈激情，强调对该对象的内心认同与强烈渴望，提供了个体对所从事职业的内部动机。

本研究认为职业召唤能够影响员工的顾客服务主动性行为。首先，根据自我决定理论，自主性、归属感和胜任感是触发内在动机的关键导向[8]，当个体在做出某一行为时，经历的事件使得个体感知到对该行为有较高的自主性，则该事件能够促使或强化这一行为发生的内在动机。自主选择、情感认同和自我导向等会增强内在动机[13]，职业召唤基于员工自主选择的职业，基于自我实现的内在需求，为主动的工作行为提供了强烈的内在动机。其次，职业召唤的个体能够对所从事的职业抱有持续的、坚韧的积极情绪，将其视为人生事业，以自我实现和服务社会为目标的工作价值观与顾客服务主动性行为所具有的自发性、未来导向性和持续性特征相契合，使得员工即使在面临各种难以解决的突发问题时，能够坚持不懈、保持初心、迎难而上，而且感知职业召唤的个体具有服务他人的强烈愿望，为自发性的、持续性的顾客服务主动性行为提供了心理资源。基于以上分析，本文提出假设H1：

假设H1：职业召唤与顾客服务主动性行为正相关，即职业召唤水平越高，顾客服务主动性行为就越多。

（二）和谐式工作激情的中介作用

和谐式工作激情指的是个体参加热爱的工作或者职业活动的自由意愿的强烈迸发，对其而言，工作行为是自我结构必不可少的一部分，并且与其生活的其他部分完美契合[14]。

和谐式工作激情和强迫式工作激情是动机内化不同程度的不同表现，和谐式工作激情来源于内在动机和外在动机的高度内化[15]，自主性支持是影响和谐式工作激情产生的重要因素[16]。个体以何种形式的激情投入工作取决于其对工作的自主性认知,当个体能够自主选择工作时，就会出现和谐式工作激情[17]。当个体职业召唤水平较高时，感知自己所从事职业的重大意义和重要性，将工作认同为自我结构的一部分，因此，自主导向的职业选择在内化为人生事业的过程中，会导致和谐式工作激情的产生。基于以上分析，本文提出假设H2：

假设H2：职业召唤对和谐式工作激情具有正向影响作用。

顾客服务主动性行为具有挑战性和风险性，因此，持续的顾客服务主动性行为需要员工对工作保持深度的内在兴趣[9]。而和谐式工作激情具有高度的稳定性与持续性，有助于行为的维持[14]。和谐式工作激情源于自主内化，属于自我结构的一部分，这种稳定的结构保障了个体在经历较为艰难的事件时行为和情绪的稳定性与持续性[14]。具体来说，和谐式工作激情主要从两方面影响顾客服务主动性行为。一方面，和谐式工作激情表示员工热衷于从事自身的工作，可以自行地把控工作节奏，从而做出与自我实现更为契合的工作行为，积极的心理环境正向促进员工的认知与评估，内部动机整合与外部动机内化，使得员工进一步从工作中感知自我价值与工作价值。另一方面，和谐式工作激情能够促使个体在工作中保持不断的兴奋感和拥有充足的能量[18]，为员工的顾客服务主动性行为提供动力和情绪资源，创造性地解决工作中所遇到的各种问题，对挫折与失败进行客观情绪判断和理性行为调整[19]，不断地完善角色外的主动性工作行为。基于以上分析，本文提出假设H3：

假设H3：和谐式工作激情对顾客服务主动性行为有正向影响作用。

基于以上两阶段的分析，和谐式工作激情可能会对职业召唤对顾客服务主动性行为的影响有一个传导作用。职业召唤产生的三个特点代表员工对工作重要性的一个认知，这种认知会使员工产生发展自身职业和提升自身能力的动机，从而体验到对工作的热爱和激情，对工作的和谐式激情会促使员工将充足的情绪和心理资源投入到工作中，进一步体验对工作的自主性感知，给予员工主动服务行为的理由、价值感和胜任感，从而促发顾客服务主动性行为。由社会认知理论可知，个体行为、个体认知和社会环境之间存在动态交互影响过程[20]，职业召唤到和谐式工作激情与和谐式工作激情到顾客服务主动性行为的转化过程，体现了个体认知到个体行为的转变过程，由顾客服务主动性行为所产生的意义感、胜任感同时反过来强化个体对工作的召唤感知，这是一个良性循环的过程。基于以上分析，本文进一步提出假设H4：

假设H4：和谐式工作激情在职业召唤与顾客服务主动性之间存在中介作用，即职业召唤通过和谐式工作激情影响顾客服务主动性行为。

（三）主管支持感的调节作用

研究已经假设职业召唤对和谐式工作激情的积极作用，但在较低的职业召唤水平时，组织该如何提升员工的工作激情？由自我决定理论可知，外部动机的内化可以促使和谐式激情的产生，其中环境对个体的自主性支持和个人特质是影响内化过程的重要因素[14]。MAGEAU 和VALLERAND 等[18]对自主支持、专业化与二元激情之间关系的研究表明，上级、同事、朋友和亲人的自主支持,能够通过个体对活动的认同实现自主内化,进而产生和谐式工作激情。

不同水平的主管支持感会导致不同的工作体验，相较于低水平主管支持感的员工，高水平主管支持感的员工更容易实现工作价值的内化[18]。根据自我决定理论，个体天生具有对自我决定和自我掌控的需求[17]，当主管从内在满足性工作条件（如自主性，胜任感、发展空间等）方面满足员工需求时，员工会用积极的情感承诺来回应[21]，包括价值认同等表现。因此，主管支持感可以在低召唤水平时给员工带来自主性支持、归属感、认同感，促进工作价值的内化，进而产生和谐式工作激情，基于此，提出以下假设H5：

假设H5：主管支持感在职业召唤和和谐式工作激情的关系中起正向调节作用，即主管支持感越高，职业召唤对和谐式工作激情的正向影响程度越强。

在以上的论述中，本研究假定：一是和谐式工作激情在职业召唤与顾客服务主动性行为之间起中介作用，二是主管支持感会强化职业召唤对和谐式工作激情的正向影响（调节第一阶段的影响），但并不会影响和谐式工作激情对顾客服务主动性行为的影响（不调节第二阶段的影响），当主管支持感高时，员工会感受到组织的归属感、对工作的胜任感，由此产生的内部动机会引发较高的和谐式工作激情，自愿将更多的心理资源投入于服务顾客的行为。因此，和谐式工作激情传递职业召唤对顾客服务主动性行为的作用可能会增强，基于以上分析，本文提出假设H6：

假设H6：主管支持感调节了和谐式工作激情在职业召唤和对顾客服务主动性行为关系中的中介作用。即当主管支持感较高时，职业召唤通过和谐式工作激情对顾客服务主动性行为的正向效应会被增强。

三、研究方法

（一）样本与数据收集

本研究采用问卷调研的方式进行数据收集，以邮政储蓄银行和中国联通网点的一线员工作为研究对象，调查范围涵盖了新疆、山西、陕西等地，采取领导员工配对的调查方式，现场填答与收回。调查分为两个阶段，第一次调查测量员工职业召唤、主管支持感、和谐式工作激情以及性别、年龄、学历和工作年限等统计信息。间隔一个月进行第二次调查，根据对应的编号将问卷递交上级主管来评价下属的顾客服务主动性行为。本次调研得到公司部门主管的协助，正式调研前，对所有被调查者进行编号，以便对两次调研数据的配对与统计。在主管的协助下，将编好码的问卷按顺序发放给被调查者。

第一次调研共发放问卷500份，收回作答的问卷480份，其中有效问卷401份（有效率80.2%），第二次根据有效问卷的编号，找到其相对应的主管，由主管直接填答，回收57名主管的有效问卷346份问卷（有效率86.3%，平均一名主管评价6名员工）。两轮调研结束后，根据相对应的编号将数据配对，最终得到57 名主管和346 份有效配对问卷。样本结构如表1 所示，在346 份有效问卷中，女性占比79.5%；40岁以下的受访者占比92.2%，可见一线员工多为年轻员工；关于教育背景，大专及以上学历（包括大专、本科和研究生）占96.5%，其中本科与大专学历共计占比95.4%，学历普遍较高；86.1%的受访者工作年限在5年以内，样本所呈现结构符合研究对象的基本信息水平。

（二）变量测量

1.自变量。职业召唤采用MMC量表[22]，共9个题项，如“我的工作对世界产生积极的影响”，信度系数为0.883。

2.因变量。顾客服务主动性行为采用的是RANK等[9]在2007年开发的7题项量表，如“我的员工主动与客户进行检查，以确认客户的期望是否达到”，信度系数为0.951。

3.中介变量。和谐式工作激情采用VALLERAND 等[14]在2003 年开发的激情量表，共7 个题项，如“我能掌控自己的工作，并充满激情”，信度系数为0.904。

4.调节变量。主管支持感采用COLE 和VOGEL[23]在2006年开发的量表，共4个题项，如“当我陷入困难和危机时，我的主管会给我帮助”等，信度系数为0.848。

5.控制变量。借鉴以往相关研究，选择研究对象的性别、年龄、学历和工作年限作为控制变量加以控制[24]，以排除它们对各核心变量的影响。

除控制变量外，其余变量的测量题项均采用李克特5级量表1-5 分别表示“很不符合、不太符合、不确定、有些符合、非常符合”。各量表的信效度检验如表2所示，结果显示良好。

表2 各量表信效度检验

四、数据分析和结果

（一）共同方法偏差检验

由于问卷收集时，职业召唤、和谐式工作激情和主管支持感三个变量在同一时间填答，受相同的数据来源、相同的填答环境、题项的理解程度等因素的影响，可能会存在共同方法偏差，从而导致验证结果的偏差。使用SPSS软件的Harman单因素检验法进行检验，结果如表3所示。第一个主成分的解释量为25.467%，未超过总解释量64.303%的50%。因此，研究中并不存在共同方法偏差的问题。

表3 共同方法偏差检验

（二）验证性因子分析

本研究使用AMOS 软件进行验证性因子分析（CFA），对职业召唤、和谐式工作激情、主管支持感、顾客服务主动性行为4个潜变量的区分效度进行了检验，并比较相应的拟合度指标。由表4 可知，4 因子模型的拟合度指标最优，χ2=402.739、df=293、GFI=0.918、CFI=0.972、RMSEA=0.033、TLI=0.969。由此可见，这4 个潜变量具有良好的区分效度，分属不同的构念。

表4 测量模型的验证性因子分析结果

（三）描述性统计分析

各个变量的均值、标准差、相关系数和显著性水平见表5。职业召唤与顾客服务主动性行为显著正相关（r=0.156，p<0.01），与和谐式工作激情显著正相关（r=0.312，p<0.01），与主管支持感显著正相关（r=0.156，p<0.01）。和谐式工作激情与顾客服务主动性行为显著正相关（r=0.153，p<0.01），表5结果为后续假设验证提供初步证据。

表5 样本的均值、标准差和相关系数

（四）假设检验

1.直接效应检验

本文运用AMOS22.0 软件进行数据分析，首先验证职业召唤对顾客服务主动性行为的直接作用，结果如图2所示。

首先对直接作用模型的拟合度进行检验，各拟合指数见表6，卡方自由度值为1.512，小于5，并且GFI>0.9，RMSEA=0.039，小于0.1，各拟合指数均达标，表明模型拟合结果理想。

表6 职业召唤对顾客服务主动性行为直接作用拟合指数表

同时，如表7 所示，职业召唤对员工顾客服务主动性行为有显著的正向影响。职业召唤对顾客服务主动性行为的标准化路径系数为0.176，路径系数在0.01水平上显著，假设H1得到验证。

表7 职业召唤对顾客服务主动性行为直接影响关系的具体数值

2.中介效应检验

为了验证和谐式工作激情的中介作用，采用逐步检验法。根据中介作用需要满足的三个条件[25]，第一步，先建立直接作用模型Model0，考察职业召唤对顾客服务主动性行为的显著性。第二步，建立Model1 中的模型，考察中介变量（和谐式工作激情）对因变量（顾客服务主动性行为）的显著性。第三步，将自变量（职业召唤）、中介变量（和谐式工作激情）和因变量（顾客服务主动性行为）同时加入模型，考察各路径系数的显著性。和谐式工作激情的中介作用全模型，如图3所示。

首先，对间接作用模型的拟合度进行检验，拟合指标数值见表8 所示。卡方自由度值为1.402，小于5，并且GFI=0.925>0.9，RMSEA=0.034，小于0.1，各拟合指数均达标，表明模型拟合结果理想。

表8 职业召唤对顾客服务主动性行为间接作用拟合指数表

在模型拟合良好的情况下，进一步做效应分析。在表9中，Model0 表示未加入中介变量时，自变量职业召唤对因变量顾客服务主动性行为直接作用，Model1 表示加入中介变量和谐式工作激情以后，自变量职业召唤、中介变量和谐式工作激情以及因变量顾客服务主动性行为之间的相互影响。

表9结果显示，和谐式工作激情在职业召唤与顾客服务主动性行为之间具有中介作用。在未加入中介变量的Model0中，自变量职业召唤显著正向影响因变量顾客服务主动性行为，标准化路径系数为0.176。在加入中介变量和谐式工作激情的Model1中，自变量职业召唤显著正向影响中介变量和谐式工作激情，标准化路径系数为0.353；中介变量和谐式工作激情在0.05 水平上显著影响因变量顾客服务主动性行为，标准化路径系数为0.124，自变量职业召唤通过和谐式工作激情对顾客服务主动性行为的影响在0.05的水平上显著，标准化系数为0.132，因此，和谐式工作激情在职业召唤与顾客服务主动性行为之间具有部分中介作用。假设H2、假设H3、假设H4经验证成立。

表9 职业召唤对顾客服务主动性行为间接影响关系的具体数值

3.调节效应检验

（1）第一阶段调节。首先将职业召唤和主管支持感进行中心化处理，并利用中心化之后的职业召唤和主管支持感建立交互项，以消除多重共线性对数据分析结果的影响。在进行层级回归时，将和谐式工作激情设定为因变量，依次放入职业召唤、主管支持感和交互项（职业召唤*主管支持感），分析结果如表10 所示，交互项对和谐式工作激情影响显著（β=0.115，p<0.05）。

表10 主管支持感对职业召唤与和谐式工作激情关系的调节作用

根据表10 可知，模型1 中R2表示职业召唤解释了顾客服务主动性行为变化的9.8%，模型2中的相较于模型1 增加了0.4%，表示加入调节变量后，职业召唤对顾客服务主动性行为的解释能力提高了0.4%（ΔR2=0.004）；模型3 中R2相较于模型2 增加了1.3%（ΔR2=0.013），表明加入交互项之后，对顾客服务主动性行为的解释能力提高了1.3%，交互项系数为0.115，显著性水平0.05。假设H5经验证成立。根据路径系数0.115 可见，主管支持感正向调节了职业召唤与和谐式工作激情的关系。具体来讲，在主管支持感水平较高的情况下，职业召唤对和谐式工作激情的正向预测效应较强，在较低的主管支持感水平下，职业召唤对和谐式工作激情的正向预测效应较弱。

（2）被调节的中介效应检验。为了验证假设H6，采用Bootstrap检验方法，应用SPSS中加载的宏程序PROCESS3.1，对有调节的中介效应加以检验，即运用5 000 次重复抽样的Bootstrap 分析，并计算95%偏差校正的置信区间。若该置信区间中不包含零，则证明相应的效应显著。由表11结果表明，高水平主管支持感与低水平主管支持感的差异index=0.021（95%CI 为[0.0001，0.049]，不包含0，显著），存在有调节的中介效应。在主管支持感水平较高时，和谐式工作激情的中介效应显著（效应值=0.577，95%CI 为[0.391，0.763]，区间不包含0）；在主管支持感水平较低时，和谐式工作激情的中介效应降低但仍然显著（效应值=0.275，95%CI 为[0.086，0.463]，区间不包含0）。综上所述，主管支持感调节了和谐式工作激情在职业召唤与顾客服务主动性行为之间所起的中介作用，即随着主管支持感水平越来越高，和谐式工作激情的中介作用就会越强，因此，假设H6得到支持。

表11 有调节的中介效应的Bootstrap检验

五、结论与启示

（一）研究结论

基于自我决定理论，本文探究了职业召唤对顾客服务主动性行为的影响。以银行和通讯企业的346名一线员工研究对象获取样本数据，运用结构方程模型进行假设验证，得出以下结论：（1）职业召唤显著正向预测员工的顾客服务主动性行为。（2）和谐式工作激情在职业召唤与顾客服务主动性行为之间起部分中介作用。（3）主管支持感调节了职业召唤对和谐式工作激情的作用，即主管支持感越高，职业召唤对和谐式工作激情的正向影响越强。（4）主管支持感调节了职业召唤通过和谐式工作激情对顾客服务主动性行为的间接作用，即主管支持感越高，职业召唤通过和谐式工作激情对顾客服务主动性行为的正向效应会被增强。

首先，职业召唤水平较高的员工从工作中得到的重要性认知满足了员工对人生事业的追求，从而强化了工作的内在动机，为持续的、自主的顾客服务主动性行为提供了稳定的情绪动力和内在兴趣；其次，作为工作环境的一部分，主管给予员工充分的信任与支持，愿意承担员工所作出的额外的顾客服务主动性行为的结果风险，相应地，员工会用积极的行为来回应组织信任。

（二）结论讨论

首先，研究数据为调查问卷所得，均来自同一个人同一时间的自我报告，职业召唤对和谐式工作激情的影响存在一个动机转化的过程，主管支持感的调节作用也是如此，当前的主管支持感影响的是下一时间单位内的员工行为，因此，可能存在时间序列的因果关系，未来研究可以通过改变问卷测量的程序来进一步验证其中更为深入的因果关系。

其次，本量表自变量和中介变量均来自员工自评，虽然数据处理结果表明同源方差问题不影响研究，但为了数据的精准性，未来可以从这两个角度开发评价员工职业召唤和激情的测量量表，同时，中国情境下的顾客服务主动性行为量表还未开发，中国情景的不同文化、集体主义精神或保守价值观的影响，是否会使员工的顾客服务主动性行为产生不同的表达方式或思维，因此，结合中国情景需进一步开发顾客服务主动性行为测量量表。

再次，本研究选取服务型行业企业的员工作为研究对象，探究影响其顾客服务主动性行为的因素，但服务行业之中，又包含了生产性服务业、消费性服务业、公共性服务业及基础性服务业几大类，未来可以分维度去讨论，细化影响各类服务行业员工主动性行为的因素，建立完整的研究体系。

最后，作为组织中的一员，组织成员的情绪、态度、行为等不仅仅受到主管行为的影响，未来可以试图探索与组织相关的因素作为边界条件，例如集体主义、企业社会责任等。

（三）管理启示

本文将职业召唤作为激发员工顾客服务主动性行为的前因变量，通过考虑影响内在动机的变化建立两者的联系，揭示了一线员工的职业召唤在主管的支持下，影响员工做出积极主动的服务行为的过程。对于管理实践的启示有以下四点：

1.重视员工职业召唤的培养

研究证实了职业召唤对于顾客服务主动性行为的积极作用，因此，需要组织意识到员工的职业召唤感知对其行为的关键意义。组织在设置员工管理制度时，应保障员工的工作—家庭平衡，注重员工精神世界的充实与满足，定期举办工会活动，鼓励员工之间的相互了解，促进组织团结氛围的形成，提升归属感是员工召唤感知形成的关键。定期举办企业文化年会、将奉献文化融进制度中，通过顶层设计的方式鼓励员工的角色外行为，熏陶员工积极向上的工作氛围。另外，企业在文化建设方面应更多地关注社会公益，提升组织的社会责任形象，提升员工的自豪感，也能建立企业外在的品牌效应，以此吸引更多有奉献精神的人才来加入。

2.设置与职业召唤相匹配的选拔与培训方式

人力资源管理者在人才选聘时应进行能力与价值观双向测评，重点关注对奉献精神、责任意识的考察。定期选拔有突出贡献的榜样员工，并给予实质奖励，设置一对一导师制，促进员工间的良性互动，以推动奉献型企业文化的形成。

3.适当授权、鼓励创新、标准化创新行为激励机制

研究结果表明，和谐式工作激情在职业召唤与顾客服务主动性行为之间发挥着部分中介的作用，凸显了通过提升员工职业召唤感知进而促使员工进入和谐式工作激情状态，从而提高员工从事顾客服务主动性行为的重要性。因此对于管理者而言，应适当考虑任务的灵活性，适当授权于下属，主动关注下属的个性化需求与内心诉求，为其提供充分的心理支持，提升归属感与胜任感，从而提升其自主性，促发员工的工作激情。此外，对于组织而言，应当鼓励员工创新、设置规范的制度奖励创新行为，设定可考量的透明化奖励机制，激励员工做出主动性行为。

4.加强中层管理干部的培养

研究结果表明，主管支持感有效调节了职业召唤对顾客服务主动性行为的影响。对于组织而言，中层管理者是上传下达的关键核心，而领导—成员关系是形成有效管理方式的关键，因此，应定期对中层管理干部的管理能力、人际交往能力以及业务能力进行培训与考核，积蓄坚实有力的中层力量。