1. 引言
由于时代的快速变化和发展，人们经历着快节奏的生活，使得人们迫切想要逃离工作和生活的压力，寻求属于自己的空间以得到身体和心理的放松，于是催生了人们的旅游行为。然而，一些旅游地为了不让游客感觉枯燥无味，人为构造了一些本不存在的虚拟事物，以引发游客的好奇心，以此来维持旅游地的发展，例如过度商业化，装饰构造的现代化已然打破了真实性的美好[1]，反而容易引发游客对旅游地产生不良印象。为了吸引旅客而进行多样性的创造无可厚非，但是一些传统的习俗和艺术绝不能丢失，因为那是旅游地的根和魂，失去了真实性的旅游地也就缺失了其赖以发展的历史文化底蕴。
此外，旅游地要想得到持续有效的发展，离不开游客的良好正面评价和宣传，只有给每一批旅游者都提供了良好的体验感知，游客才容易形成推荐意愿，借助已经到旅游区游玩过的游客给旅游区打造良好的形象和口碑效应，旅游地才能有源源不断的客流，才能为景区的发展注入持久的活力。因此，旅游地要重视使游客满意、驱动游客到景区游玩的吸引物。而对于像古城之类的旅游区，在全国各古城、古镇大肆开发，塑造了千篇一律的商业化和现代化场景的背景下，古城必须回归“复古之潮”，重拾它的真实性。真实性是驱动古城发展的一个重要机制，因为游客到古镇游玩并不是为了追赶潮流、感受新奇，而是为了回忆过去、追寻记忆以及欣赏、购买能够代表古城发展的场景和具有古城特色历史的纪念品，然而这些事物都离不开“真实性”这一概念，只有具有“真实性”的事物才是游客想要的，才能满足游客需求，给游客塑造高质量的旅游体验，游客才可能去分享、宣传和推荐。
2. 文献综述
随着城镇化的快速发展，人们对大众、时髦的事物早就司空见惯，旅游地必须要抓住游客寻求“奇异”、“特色”、“古朴”、“稀有”的心理，在保持旅游客体“真实性”的基础上，开发和设计能够体现古城特色的、构建出来的旅游吸引物，才能招致更多的游客慕名而来。
有研究指出，社会变化越快，旅游者对旅游地的自然性和真实性的要求越高，并且这已经成为一种普遍共识[2]。对旅游地过度创新和改造会使旅游地失去特色，变得千篇一律，同时也是对当地文化的破坏。因此，旅游地的真实性和古朴特色的历史文化是游客在旅游过程中所探索和追求的价值，这是旅游地吸引力和新鲜感产生的源泉。当前，对真实性感知的维度划分，主要有Wang (2017)认为真实性感知可以分为客体相关真实和存在主义真实感知[3]。客体相关真实是从外部环境视角出发，强调旅游地景观的真实、自然，包括客观主义和建构主义；而存在主义真实则侧重于游客视角，与旅游客体关联度不大[4]。本文研究以旅游地的客观吸引物为起点研究旅游地的真实性感知，突出外部客观真实性事物的作用，因此，采用客体相关真实性的两个维度来测量旅游真实性感知。
当前，有关真实性感知的文献从研究机理来看，主要集中于传导机制的中间环节以及后续的影响效应研究，从研究范围上看，主要涉及了老字号品牌、非遗文化旅游等，就研究视角而言，主要有集体主义视角和游客视角。如刘少艾和林迎星(2020)从旅游者主观视角出发，在非遗文化旅游情境下，把游客参与、真实性感知纳入模型，探究其关系和影响[2]；李静和戴光全(2021)以广州庙会为案例地，在集体主义视域下，以访谈结合实证的方式，构建研究模型，验证了真实性感知作为游客动机和满意度的传导机制[5]；钱明辉等(2020)研究表明了老字号企业档案会提升消费者的品牌真实性感知[6]；学者张瑛等(2023)以结构方程模型对感知真实性和旅游记忆关系进行假设检验[7]。最后，部分关于真实性感知对其前因变量和作用机制过程的研究，包括生活风格[8]、游客商业符号感知[9]等对真实性感知的影响，以及真实性感知中介了集体记忆与满意度的关系[5]。
此外，晁小景和王庆生(2021)以天津五大道为例，揭示了客体相关真实对地方依恋具有显著增强作用，从而进一步引发游客的忠诚度[10]；蒋怡斌等(2021)把真实性感知、地方依恋和影视旅游者行为意向纳入模型之后，实证检验了地方依恋在其中发挥的完全中介作用[11]。这些已有研究为本文构建变量之间的关系模型起了支撑作用。可以看出，对真实性感知与推荐意愿关系的研究还比较稀缺，因此，本文以丽江古城为样本地，旨在探究客体相关真实性感知如何作用于游客推荐意愿，既丰富和完善了真实性感知与游客意愿关系的相关理论，同时也为依托真实性体验发展的旅游地出谋划策。
3. 理论基础与研究假设
3.1. SOR理论
SOR理论也叫刺激–机体–反应理论，源于心理学，由Mehrabian等于1974年提出，该理论是指机体对外部刺激所做出的反应[12]。当前，SOR理论已在游客行为领域被广泛应用。其中，S指外部环境所映射形成的刺激，O指机体内部的情感和心理，R是机体在之后做出的反应[13]。对应到本文的情境中，S可以看作游客的真实性感知，这是一种外在环境对游客的刺激，O为游客对旅游地的真实性感知而进行的体验质量高低的评价与判断，R即是游客在判断体验质量之后可能产生的意愿和行为，本文借助SOR理论来论述真实性感知对游客推荐意愿的作用过程和环节，有助于完整、系统地揭示外部刺激对游客的行为意愿的作用机制。
3.2. 真实性感知与游客推荐意愿
感受真实性和自然性，欣赏和享受旅游地的特色是游客旅游的目的和价值所在。如果旅游地原有的历史文化符号、遗迹和象征不复存在，旅游地的自然性和真实性大打折扣，游客感知不到旅游真实性的乐趣，也就找不到旅游的意义和价值，就容易产生对当地旅游文化真实性的怀疑，甚至不认同旅游地的历史文化，产生厌倦感。游客在产生审美疲劳后容易形成较差的旅游体验，低质量的旅游体验会降低游客对旅游地的评价和兴趣，进而更不愿意去推荐和宣传旅游地，这样一来，旅游地就失去了就失去吸引力和发展的支撑力。有研究指出，真实性感知是游客旅游的动机，真实性感知水平高的旅游地，其口碑和推荐度更好[4]。客体相关真实性以其外在的真实性吸引、刺激游客的情感和认知，满足了顾客的需求，想顾客所想，能得到顾客的青睐和推举。基于上述阐述，提出以下假设：
H1：真实性感知正向影响游客推荐意愿。
3.3. 体验质量的中介作用
旅游是一种活动，更是一种体验。游客旅游的意义就在于获得与日常生活不一样的体验，包括新鲜感、好奇感、特色感等体验，以消除疲惫并寻找乐趣等。真实性感知与旅游体验质量息息相关，真实性是游客旅游的追求目标，具有真实性的旅游区通常是独特的、有吸引力的，人们对有吸引力特色的事物通常是带着渴求和敬畏的心理去接受的，容易形成先入为主的情感，激发出想要探索和追溯的积极倾向，好奇心驱使下的积极情绪容易使人感觉亢奋，形成高水平的探索体验。此外，晁小景和王庆生(2021)认为游客的文化真实性感知水平越高，其更容易得到满意的旅游体验[10]。
有研究指出，高质量的旅游体验能增强游客对旅游地的留恋感，并提升对游客重游的吸引力[14]。旅游体验质量是游客在旅游过程中对外界的感知所做出的判断和态度，其评价水平的高低影响着游客后续的行为和动向，只有当旅游体验质量高时，游客会做出有利于旅游地发展的行为。高质量的旅游体验能让游客恢复精力并释放压力，使其全身心投入到旅游过程中，其积极性和主动性会明显增强，更可能做出推动旅游地发展的积极行为[15]。根据上述分析，提出以下假设：
H2：真实性感知对旅游体验质量有显著正向影响作用。
H3：旅游体验质量可以显著正向影响游客推荐意愿。
H4：旅游体验质量中介了真实性感知与游客推荐意愿之间的关系。
3.4. 地方认同的调节作用
Figure 1. Diagram of the research model
图1. 研究模型图
有学者指出，地方认同是个体对某个地方文化和价值的认同程度，表现为在心理层面和符号象征方面的情感联结[16]。旅游体验质量水平的高低是游客在旅游过程中参与、互动才能感受到的，也就是游客对体验质量的感知是其通过与旅游地建立交互作用关系而产生的[17]，因此，可以认为地方认同是影响旅游体验质量的一个重要因素。此外，学者赵志峰和李志伟(2023)认为游客旅游的目的和意义就在于“寻真”，进而强化对旅游地的认同[18]。一方面，游客对旅游地的认同感越强，越容易产生对旅游地的依恋感和归属感[19]，有了这种情感支撑，再借助外部客观事物真实性感知的刺激，游客会形成高质量的旅游体验。另一方面，有研究指出，对旅游的认知和互动越多、地方认同感越强的游客，更容易获得感知价值和旅游体验满足[17]。鉴于上述分析，提出如下假设：
H5：地方认同调节了游客真实性感知与旅游体验之间的关系。
根据上述假设关系，构建如图1所示的研究模型图。
4. 研究方法与数据收集
4.1. 问卷设计与变量测量
此次研究以专业平台“问卷星”对问卷进行设计、收集，并采取一定的方式鼓励调查对象认真填写。问卷设计完成后进行了初步测试，确定问卷的题项无异议且也不存在难以理解之处后进行问卷的正式发放，通过线上的方式向去过丽江古城参观、游玩过的游客发送问卷二维码或链接，调查样本来自全国各地，具有一定的普适性，经过为期10天的收集，最终得到210份问卷，剔除乱答、时间过短以及前后矛盾的无效问卷，得到最终有效问卷200份，问卷有效率达96.7%。
问卷共分为三部分，第一部分为逻辑题，设定是或否，对于没有去过丽江古城游玩的游客，直接跳转到问卷结尾，以便最后筛除。第二部分为调查对象基本信息，主要包括性别、年龄、学历、职业以及收入等方面。第三部分为量表题，均参照国内外成熟量表并结合具体的语境修改和装饰量表内容，包括真实性感知量表，参照Kolar和Vesna (2010) [20]以及晁小景和王庆生(2021) [10]的成熟研究，由于本文所涉及的真实性感知主要来源于外部，因此，真实性感知量表只截取了客体相关真实性感知维度，包括4个题目。体验质量量表借鉴陈扬乐和崔文昕(2023) [14]的研究，结合具体研究场景，形成了包含3个题项的量表。地方认同量表参考李永乐等(2022) [21]的文献，包含4个题目。游客推荐意愿参照赵志峰和李志伟(2023) [18]研究推荐意愿的4个题项。所有量表均采用Likert 5点计分，从1~5分别表示从很不符合到很符合。
4.2. 数据收集样本分布
对收集到的问卷进行无效筛选、确定后，运用SPSS对问卷进行描述性统计分析，得到调查样本的基本分布特征。从性别可以看出，男性占43.5%，女性为56.5%，女性占比相对较大；年龄方面，25~30岁占比20%，30~35岁的占26%，占比最大，此外，35~40岁、40~45岁的占比分别为18%、13%，其余各部分占比均不超过10%；样本学历分布以本科为主，占比46.5%，其次，专科学历占比约34%，高中学历以下占比16.5%，研究生以上学历占比约为3%；从工作单位性质来看，在民营企业工作的调查者占比达54%，其次是工体工商户占15%，其余各类型占比均少于10%；从调查对象收入分布来看，年收入在3~8万、9~15万的居多，分别占比50.5%和27.5%，20万以上的占比最少，仅占0.5%，其余两种类型占比合计约占21.5%。
5. 数据分析结果
为了控制问卷数据产生同源偏差问题，一方面向被调查者说明此次问卷的保密性，并且不在问卷中标注量表名称和维度，以避免问卷填写人刻意揣测问卷题目或受量表名称提示的影响；另一方面，对问卷的所有题目进行了Harman单因子检测，得到最大因子方差解释率为36.946%，小于40%，说明研究数据不存在严重的同源偏差问题，样本数据具有一定的可靠性，可进行后续的检验。
5.1. 验证性因子分析
5.1.1. 信度检验
为检验样本的一致性和有效性，有必要对各个变量进行信度和效度分析，本文拟采用SPSS 27.0和AMOS 24.0对信度和效度分析。结果如表1所示，主要通过克隆巴赫系数和组合信度来对信度进行检验。如表1所示，真实性感知、体验质量、地方认同以及游客推荐意愿4个变量的Cronbach’s α系数分别为0.839、0.814、0.859和0.863，且四个变量构成的问卷总体信度为0.877，均大于0.8的良好信度标准。此外，从组合信度来看，4个变量的组合信度(CR)值在0.817~0.863之间，超过其标准临界值0.7，组合信度较好。因此，综合Cronbach’s α系数和CR可以得出，该问卷量表内部一致性较好。
Table 1. Reliability and validity analysis
表1. 信度和效度分析
变量 |
题项号 |
标准化因子载荷值 |
AVE值 |
CR值 |
Cronbach’s α系数 |
真实性感知(AP) |
AP1 |
0.744 |
0.566 |
0.839 |
0.839 |
AP2 |
0.735 |
AP3 |
0.746 |
AP4 |
0.782 |
体验质量(EQ) |
EQ1 |
0.800 |
0.598 |
0.817 |
0.814 |
EQ2 |
0.800 |
EQ3 |
0.717 |
地方认同(LI) |
LI1 |
0.750 |
0.604 |
0.859 |
0.859 |
LI2 |
0.786 |
LI3 |
0.805 |
LI4 |
0.766 |
推荐意愿(RW) |
RW1 |
0.771 |
0.612 |
0.863 |
0.863 |
RW2 |
0.814 |
RW3 |
0.762 |
RW4 |
0.781 |
5.1.2. 效度检验
通过进行聚敛效度、区分效度以及结构效度分析来检验量表效度以及模型拟合度。从各量表的标准化因子载荷系数来看，均介于0.717~0.814之间，大于基准值0.5，并且所有AVE值都大于其门槛值0.5，说明量表的聚敛效度较好。此外，如表2所示，在对比了平均方差抽取量(AVE)的平方根与各变量之间的相关系数之后发现，AVE平方根均远远大于相关系数，由此可以说明4个变量之间的区分效度较好。
Table 2. Comparison of the correlation coefficients of each variable with the square root of AVE
表2. 各变量相关系数与AVE平方根的对比
变量 |
AP |
EQ |
LI |
RW |
真实性感知 |
0.752 |
|
|
|
体验质量 |
0.420 |
0.773 |
|
|
地方认同 |
0.292 |
0.313 |
0.777 |
|
推荐意愿 |
0.370 |
0.334 |
0.339 |
0.782 |
注：表格右对角线上的值为对应变量的AVE平方根值，其余值为各变量相关系数值。
最后，本文采用结构效度的有关指标对模型的拟合度进行了验证，包括多项拟合指数和近似误差均方根，如表3所示，卡方与自由度的比值为1.211，小于其标准值3；此外，CFI、TLI、NFI、IFI等拟合指数均大于临界值0.9，并且模型的近似误差均方根(RMSEA)值为0.033，小于0.05的标准值。由于每项拟合指数都达标，因此可以说本文研究变量的总体拟合度较好。
Table 3. Table of overall fitting coefficients
表3. 整体拟合系数表
指标 |
χ2 |
df |
χ2/df |
CFI |
TLI |
NFI |
IFI |
RMSEA |
模型值 |
101.731 |
84 |
1.211 |
0.987 |
0.983 |
0.929 |
0.987 |
0.033 |
标准值 |
- |
- |
<3 |
>0.9 |
>0.9 |
>0.9 |
>0.9 |
<0.05 |
是否达标 |
- |
- |
是 |
是 |
是 |
是 |
是 |
是 |
5.2. 假设检验
5.2.1. 主效应及中介效应检验
本研究的假设验证主要采用SPSS 27.0以及Process 4.1程序来进行，通过运用SPSS软件进行层次回归分析之后，再通过Process宏程序进行进一步的验证和说明，以确保检验结果的可靠性。
由于人口统计学变量(性别、年龄、学历、职业以及收入等)可能会对游客推荐意愿这一结果变量产生不同程度的影响，因此，在进行检验之前，将其作为控制变量纳入模型一并检验，分析结果如表4所示。首先，可以看出模型1和模型3为只包含控制变量的检验，分别表示控制变量与体验质量和游客推荐意愿的影响关系，在模型1中，控制变量与体验质量无显著相关关系，而模型3中的控制变量学历对游客推荐意愿具有显著正向影响作用(β = 0.187, p < 0.05)，也就是游客的学历越高，其对旅游地的推荐意愿越强。
Table 4. Test results of the main and mediating effects
表4. 主效应和中介效应检验结果
变量 |
|
体验质量 |
|
游客推荐意愿 |
模型1 |
模型2 |
模型3 |
模型4 |
模型5 |
模型6 |
控制变量 |
|
|
|
|
|
|
性别 |
0.023 |
0.014 |
0.049 |
0.041 |
0.043 |
0.039 |
年龄 |
−0.029 |
0.015 |
−0.096 |
−0.056 |
−0.087 |
−0.059 |
学历 |
0.063 |
0.024 |
0.187* |
0.152 |
0.168* |
0.148 |
职业 |
0.068 |
0.028 |
0.119 |
0.082 |
0.098 |
0.077 |
收入 |
0.066 |
0.026 |
0.062 |
0.026 |
0.042 |
0.021 |
自变量 |
|
|
|
|
|
|
真实性感知 |
|
0.41*** |
|
0.371*** |
|
0.296*** |
中介变量 |
|
|
|
|
|
|
体验质量 |
|
|
|
|
0.302*** |
0.185** |
R2 |
0.015 |
0.175 |
0.066 |
0.197 |
0.155 |
0.225 |
调整的R2 |
−0.01 |
0.149 |
0.042 |
0.172 |
0.129 |
0.197 |
F值 |
0.609 |
6.809*** |
2.733* |
7.873*** |
5.921*** |
7.959*** |
注：*代表p < 0.05，**代表p < 0.01，***表示p < 0.001。
其次，在模型2中，自变量真实性感知对体验质量的影响系数为正，且显著性较强(β = 0.41, p < 0.001)，表明真实性感知能显著正向影响游客的体验质量，前述假设H2得到验证。模型4显示真实性感知对游客推荐意愿有显著影响关系(β = 0.371, p < 0.001)，说明游客的真实性感知易引发其推荐意愿，假设H1得到验证。此外，模型5把控制变量和体验质量作为自变量纳入模型，结果显示游客的学历水平和旅游体验质量都可以显著影响其推荐意愿，影响系数和显著性分别为(β = 0.168, p < 0.05)和(β = 0.302, p < 0.001)，验证了假设H3中旅游体验质量对游客推荐意愿有显著正向影响。
最后，模型6在模型4的基础上，把旅游体验质量和游客真实性感知同步纳入模型，结果表明，真实性感知对游客推荐意愿的影响系数较模型4有所下降(由(β = 0.371, p < 0.001)，下降为(β = 0.296, p < 0.001))，但其影响系数仍然显著。因此，根据中介效应的检验效果可知，体验质量在游客真实性感知与游客推荐意愿之间起部分中介作用，故而假设H4得到初步验证。
为了进一步检验模型中介作用的显著性，本研究进一步采用Process程序中的Bootstrap方法，把再抽样次数设定为5000次，检验结果如表5所示。可以看出，真实性感知对游客推荐意愿的总效应值为0.4187，在95%水平下的置信区间CI为[0.2868, 0.5507]；直接效应为0.3377，置信区间为[0.1948, 0.4806]；间接效应值为0.0811，置信区间为[0.0235, 0.1468]，间接效应的置信区间不包括0，说明存在间接效应。因此，再次验证了旅游体验质量在游客真实性感知与推荐意愿之间发挥着部分中介作用，再次验证了假设H4。
Table 5. Breakdown table of total, direct and indirect effects
表5. 总效应、直接效应和间接效应分解表
效应类别 |
效应值 |
Boot Se |
95%置信区间 |
Boot LLCI |
Boot ULCI |
总效应 |
0.419 |
0.067 |
0.287 |
0.551 |
直接效应 |
0.338 |
0.073 |
0.195 |
0.481 |
间接效应 |
0.081 |
0.0320 |
0.024 |
0.147 |
5.2.2. 调节效应检验
对于调节效应的检验，本次采用SPSS对模型进行层次回归分析，并画出相应的调节作用斜率分析图，直观清晰地反映调节作用。本文以游客真实性感知为自变量，游客的地方认同感为调节变量，旅游体验质量为结果变量。在检验之前，对各变量进行了中心化处理，并构建了真实性感知与游客地方认同感的交互项。如果交互项的影响系数显著，则说明存在调节作用。
检验结果如表6所示，模型7把控制变量、真实性感知与旅游体验质量纳入模型，结果表明，控制变量对旅游体验质量没有显著影响，而游客真实性感知正向影响游客的旅游体验质量，并且影响系数显著(β = 0.41, p < 0.001)；模型8在模型7的基础上把游客的地方认同感加入到模型，结果显示游客的地方认同感对旅游体验质量也具有显著正向影响(β =0.214, p < 0.01)；最后，把游客真实性感知、游客地方认同感和他们的交互项一同加入到模型中，可以发现，交互项系数显著为正(β =0.164, p < 0.05)，说明游客的地方认同对游客真实性感知与旅游体验质量存在正向调节作用，假设H5得到验证。
为进一步更加清晰直观地反映游客地方认同感的调节作用，采用PROCESS程序分析并结合简单斜率分析法，绘制调节效应图，得到如图2所示的结果。可以看出，无论游客的地方认同感水平是高还是低，斜率都为正；并且当游客有较高的地方认同感时，游客真实性感知对游客的旅游体验质量的影响作用更强；当游客的地方认同感水平较低时，游客真实性感知对其旅游体验质量的引发作用相对较弱。
Table 6. Test results of moderating effects
表6. 调节效应检验结果
变量 |
体验质量 |
模型7 |
模型8 |
模型9 |
控制变量 |
|
|
|
性别 |
0.014 |
0.021 |
0.032 |
年龄 |
0.015 |
0.046 |
0.062 |
学历 |
0.024 |
0.039 |
0.038 |
职业 |
0.028 |
0.012 |
−0.001 |
收入 |
0.026 |
0.063 |
0.044 |
自变量 |
|
|
|
真实性感知 |
0.41*** |
0.34*** |
0.32*** |
调节变量 |
|
|
|
地方认同 |
|
0.214** |
0.175* |
交互项 |
|
|
|
真实性感知*地方认同 |
|
|
0.164* |
R2 |
0.175 |
0.214 |
0.237 |
调整的R2 |
0.149 |
0.185 |
0.205 |
F值 |
6.809*** |
7.458*** |
7.401*** |
注：*代表p < 0.05，**代表p < 0.01，***表示p < 0.001。
Figure 2. Simple slope plot of the modulation effect
图2. 调节效应简单斜率图
6. 结论与建议
6.1. 研究结论
真实性感知是刺激和引发游客形成推荐意愿的重要诱因，是旅游情境中的重要因素。在之前的研究中注重把游客满意度和忠诚度作为重要的结果变量，缺少对游客推荐意愿的探究。鉴于此，本文基于SOR理论，从游客的视角出发，把游客真实性感知、旅游体验质量、游客地方认同和游客推荐意愿引入到同一个模型中，以云南丽江古城为代表性旅游地，对去过丽江古城的游客进行调查并收集数据，通过对200份有效问卷进行分析，探求其中的作用机制和引发条件，结果表明：1) 游客真实性感知是诱发其产生推荐意愿的正向动因，且影响系数显著；2) 在真实性感知到推荐意愿产生的过程中，是通过旅游体验质量发挥作用的，也就是旅游体验质量在真实性感知与游客推荐意愿之间起部分中介作用；3) 游客的地方认同感越强，游客的真实性感知对其体验质量的影响效果越明显，也就是游客的地方认同显著正向调节了真实性感知与体验质量的关系。
6.2. 启示与建议
当前，为了适应城市化的快速发展，一些古城和古镇也朝着商业化和现代化的方向发展。一方面，为了实现古城经济的生产性发展，一些古城不得不对古城进行改造、装饰以及进行多样化的设计，以此吸引游客的到来，并在其中形成和衍生了一些商业化和利益化的方式和手段。但另一方面，这也导致了其失去了原本所具有的特色和原生性，游客难以体验和感知到其中的“古色古香”，追寻不到原有的记忆和感觉，对古镇打上了千篇一律的烙印。这样一来，容易让游客引发厌倦和反感的情绪，也就失去了推荐和分享的欲望，这样一来，古镇就失去了吸引力，旅游地也就丧失了发展的动力。然而，对于当前古城发展雷同化的现象，古城旅游地要想凸显竞争力，实现长远发展，必须重视潜在游客的作用，而潜在游客想要被发掘出来，离不开老游客的宣传和推荐，只有树立了旅游地的正面形象和独有特色，拥有能够使游客产生依恋的资源禀赋，才能形成使潜在游客出游的动机，古城旅游区的发展才能生生不息，以下启示和建议可以为类似丽江古城等古镇的发展提供借鉴。
第一，古镇的发展要紧紧抓住其“古”的特色，从中挖掘和延伸，让游客感受真实、自然的传统文化和特色风格，让游客在古镇旅游找到自己想要的古典和特色，使古镇旅游回归到“古”。“古”和“真”是古城类旅游地发展的支柱，商业化的古城模式往往会降低游客对古城的好感，因为旅游者到古城的主要目的不是消费，而是为了回味和追寻当代生活中缺失的、濒临消失的特色和历史，甚至是为了睹物思人进而追寻小时候的记忆。因此，古城开发要从“古”和“真”入手，保护有纪念价值和意义的事物，并且利用现代手段，虚拟恢复旧时场景，甚至可以对游客进行分类，依托当地特有的历史文化底蕴，构建出具有真实性的古老事物，触发游客内心对真实性的感知。
第二，鉴于地方认同感的调节作用，古镇旅游地要注重营造和培育游客形成强烈的地方认同感，牢牢抓住游客的内心和情感，让其产生流连忘返之感。地方认同感的产生不仅依赖于游客的内心感知，更重要的是旅游地的营造和产生。根据SOR理论，外部的刺激容易引发群体内心的反应并产生相应的情愫，真实性和自然传统就是古镇对游客的刺激物，因此，古镇旅游地要沿着古镇的特色发展路线营造容易引发游客产生认同感和归属感的艺术、文化以及各种能代表古镇特色文化的元素、象征物和符号。
第三，由于游客的体验质量起中介作用，并且体验质量对游客推荐意愿有显著的正向引发作用，因此，在满足游客真实性感觉的基础上，要重视提供给游客高水平的旅游体验质量，包括服务、基础设施以及安全、品质等方面的保障。根据双因素理论，保健因素是基本的和必须的，如果缺失，就会引发游客的不满。保障游客的基本方面是古镇在同等旅游地站稳脚跟的前提，有了细节的基础和保障，能一定上弥补不足和缺陷，游客对古镇更可能产生好感，游客会容易形成推荐意愿。期望本文的研究结论和建议能为以丽江古城为代表的古镇旅游地提供启发和借鉴，始终秉承“继承传统，推陈出新”的开发理念。重视古城历史文化和传统的保护，彰显原生态的古城魅力，深入挖掘古城的深厚文化底蕴，打造“一城一色”，让每座古城都能展现自身特色，让游客感受到真实、自然的古城。