【国家标准(GB)】 电气绝缘材料 耐热性 第3部分：计算耐热特征参数的规程

1CS 29. 035. 99
中华人民共和国国家标准
GB/T 11026.3—2006/IEC 60216-3:2002电气绝缘材料
耐热性
第3部分：计算耐热特征参数的规程Electrical insulating materials-Thermal endurance propertiesPart 3 : Instructions for calculating thermal endurance characteristics(IEC 60216-3:2002,IDT)
2006-11-09发布
中华人民共和国国家质量监督检验检疫总局中国国家标准花管理委员会
2007-04-01实施
1范围
2规范性引用文件
3术语、定义、符号和缩写术语
3.1术谱和定义
3.2符号及符号名称
4计算塬理，
一般原现·
初步计算：
4.3方差计算：
统计检验·
4.5结果·
5对有效计算的要求和建议
5.1对试验数据的要求
5.2计算的精确性
6计算程序：
初步计算：
6.2总体计算：
6.3统计检验，
6.4耐热图·
7结果的计筛和要求
7.1耐热特性参数的计算，
7.2统计检验和报告的概括说明·7.3结果的报
8试验报告·
附录A（规范性附录）
附录B（规范性附录）
附录C（资料性附录）
附录D（资料性附录）
附录E（资料性附录）
E.」总则
判定流程图
判定表
统计表
处理实例·
计算机程序的数据文件
E,2使用该程序的数据的结构
E,3计算机程序的数据文件
附录F（资料性附录）
参考文献
GB/T 11026.3-—2006/IEC 60216-3:2002m
GB/T 11026.3—2006/IEC60216-3:2002G3/T11026电气绝缘材料耐热性目前包括以下几部分：一第1郝分：老化程序和试验结果的评价；一第2部分：试验判断标准的选择，一第3部分：计算耐热特征参数的规程，—第4部分：老化烘箱——单室烘箱一第5部分：绝缘材料相对耐热指数的测定：本部分为GB/T11026电气绝缘材料耐热性》的第3部分。本部分等同采用[EC60216-3：2002电气绝缘材料耐热性第3部分：计算热特征参数的规
程》英文版）。
为便于使用，本部分与1EC60216-3：2002相比做了下列编辑性修改。a）删除了国际标准的“前言\和“引言”：b）本部分第2章“规范性引用文件\中的引而标准，凡是有与1EC（或1SO)对应国家标推的均用国家标推替代。
本部分的附录A、附录B为规范性附录,附录C.附录D、附录E、附录F为资料性附录。本部分由中国电器工业协会提出。本部分由全国绝缘材料标准化技术委员会（SAC/TC1)归口。本部分起节单位：栈林电器科学研究所，本部分主要起毕人于龙英。
本部分为苔次发布。
1范围
CB/T 11026.3—2006/1EC 60216-3:2002电气绝缘材料耐热性
第3部分：计算耐热特征参数的规程GB/T11026的本部分规定了从按照GB/T11026.1—2003和GB/T11026.2—2000获得的试验数据推导耐热特征藝数的所应用的计算程序。应用非破坏性，被坏性以及检变试验，可以获得试验数据。从非破坏性或检查试验获得的数据可能楚不完整的，因为在所有试样已经达到整点之前，在过了中值时问之启的某一个点，达到终点时问的测量可能已经被终止厂，
这些程序是通过计算实例进行说明，并推荐采用适合的计算机翟序以方便计算。2规范性引用文件
下列文件中的条款通过GB/T11026的本部分的引用而成为本部分的条款。凡是注日期的引用文件·其随后所有的修改单（不包括勘误的内容)或修订版均不适用于本部分-然而，鼓励根据本部分达成协议的各方研究是否可使用这些文件的最新版木。凡是不注日期的引用文件，其最新版本适用于本部分。
GB/T11026.1-2003电绝缘材料耐热性第1部分：老化程序和斌验结果的评价(IFC 60216. 1 :2001,JDT)
GB/T11026.2—2000确定电气鲍缘材料长期耐热性的导则第2部分：试验判断标准的选择(1EC 60216.2.1990,IDT)
IEC60193-1：197-4老化试验数据统计分析导卿第1部分：建立在正态分布的试验结果的平均值基础上的方法
3术语定义，符号和缩写术语
3.1术语和定义
下列术语和定义适乎GB/T11026的本部分。3.1.1
有序数据ordered daa
一组按顺序排列的数据：使得在整个顺序方向中，每个数据大于或等于其前面一项。注：在本部分中，采用数据上升的排列方式，第顾序统计批起墩小的。3.1.2
次序统计量nrder-statistie
在-组有序数据中的每-个别值称为欧序统计量用它在欲序巾的数字位置来表示。3. 1.3
不完全数据incmpletedala
有序数据，其中高于或低于规定点的值尼未知的。3.1.4
检测过的数据
censred data
不完全数据，其中未知值的个数是已知的，如果开始检查的是高于或低于某·规定值，则这种检套GB/T 11026.3-2006/IEC 60216-3:2002为1型,如果检查的是高于或诞于某一规定的欲序统计量,则其为2型。纤本部分促及2型。
自由度degretes of freedom
数据慎的个数减去参数慎的个数。3. 1.6
一组数据组的方差wariance of adata set数据与由一个或几个参数晰定的参照水平的偏萃的平方总和除以自由度的数值，例如，参照水平可以是一个平均值(一个参数)或一条线(两个参数，斜率及截距)。3.1.7
ceniral second monent of a data set一组数据组的中心二防矩
数据与该组数据平均值的差的平方和除以该组数据的个数。3. 1. 8
数据组的协方差
cvarianeeofdalasete
对带有相等数的元的两组数据，其中一组数据中的个元相应于另一组中的一个元，相对应的元与其组的平均值的偏差乘积的总和，除以自由度的数据。3.1.9
回归分析
frtgressionanalysis
推出示两个数据组的各相应元之问关系的最佳拟合直线过程，使得一个数据组的各个元与合绒的偏差的平方总和为最小
注：把这些参数称之为回归系数。3.1.10
相关系数correlation coefficient表示两数据组各元之间丘关系的完整性的数，它等于协方差除以数据纽方差乘积的为根。注，其平方的值在0表示不相关)与（装示完全相关）之间。3.1.11
终点 end-point line
载距为性能上通过繁点值的平行干时间轴的线3.2符号及符号名称
表1符号及符号名称
同归系(y——截距）
符号名称
敲坏性试验计算的回归系数
回归系数（斜率）
破坏性试验计算的回归系数
中间常数(：的计算)
中间常数(的计算)
自由度的数
费尔分布随机变开
F的衰值（耐热图的线性）
F的表值（性能图的毁性
05显著水平）
表 C. 2,表 C. 3
4. 4, 6. 1.5. 3
F的表值（性能图的线性
表1（续）
符号名称
0.005显著水平）
被坏性试验的老化时间的次序数破坏性试验的性能值的次序数
温度等于TI时的半差
对应于TI，的半差
录暴露溢度的改序数
终点时间的次序数
老化温度的个数
在9,猛度下老化的试样数迅
达到终点的总数量
老化时间,时.一组性能值的个数温度下值的个数
选择试验组的性能值的平均值
诊断性能值
分布的显芒水平
破坏性试验中诊断性能的终点值老化吋间下一组性能的平均值
个别性能值
对数的底
在计算中选择的老化时间的个数（破坏性试验）相关系数的平方
a和s的加权平均
3i的加权平均，选择组内的联合方差舒的调整值
老化时间下组内性能值的方差
温度9.下v,值的方差
回归线的方差
2的调整值
中间常数
丫的方差
学生随机分布变证
「的调鞍值（不完全数据）
TT的95%下信限
T的调整值
温度指数
GB/T11026.32006/1EC60216-3:2002章条
4.4,6.3.3
4.3.6.1-6.3
6. 1 -- 6. 3
CB/T11026.3—2006/1EC60216-3.2002符
计算原理
4.1船原理
10kh的温指数
TI的调节值
表1(续）
符号名称
用画图或无确定究信限而得的温度指数独立变抵，热小学温度的倒数
文的加权平均值
Y的估计值对应的,的确定值
确定值下的估计值
×的95为择信上限
相应于3,熟力学温变的导效
Y的加枚平均值
非独立变量，终点时间的对数值确定值下的的估计值
X的估计值对应的的确定值
的95为翟信下限
退度,下的的平均值
相应于的值
工。的平均值
破坏性试验第组的老化时间的对数方差的检在数据系数
「方差的检充数据系效
平均道的方差的检查数据系效
对应于热力学温度(273.15K)的摄氏0℃退度指数的温度估叶值
的翌信限
主组的老化温爆
平均值的检变数据系数
X值的中心阶矩
一个者化温度下选择的性能值的总个数评估温度所选择的时间
终点时间
x一分布随机变址
4,1,5,1
4. 1,6. 1
第6条中给出的
内一般计算程序和规程是基于IEC60493-1：1974中所述的原理。这些原理（见4
IEC60493-1,1974的37.1)可简化如下：GB/T11026.3--2006/1EC 60216-3:2002a）到达规定终点所需要的时间（终点时问)的对数平均值与热力学（绝对）温度的倒数之间垦线性关系：
6）终点时间的对数偏离线性关系值通常是量证态分布，其方美与老化温度无关。在一般计算程序中应用的数据是从试验数据道过初步计算得到的。这种计算的细节与诊断试验的特点：非破坏性，检查或被坏性有关（见4.2）。在所有情况中，这些数据构成，y，m，n及的值。其中
1/9十,=老化溢度9(℃）的热力学值的倒数, -273. 15 K
Y。=logT,=9温度下，终点时间()值的对数：n=在，度，第1个轮内值的个数；，=在9温度下，第个老化组内样品的个数（对检查过的数据，它不阅于）：一老化温度的个数或多值的组数。注：可以使用任何数作为对数的底，只要整个计算过程保持一致，推荐来用自然射数（以心为底），四为大多数计算机语言和科学计算器具有这种功能。4.2初步计算
在所有情说下，把老化温度的热力学值的倒数计算为，的值。把按下述得到的各个终点时问的对数值计算为的值。在许多非破坏性试验和检查试验中，出自经济原因<例如、当数据分散性大时)在所有试验达到终点之前可停止老化，至少对某些溢度组是如此。在这种情况下，密该代所得到的（)数据寸，执行对检查过数据进行计算的醒序（见6.2.1.2)。在6.2.1.2的一种计算中，可以同时一起使用每一老化源度的某-不同点下的完整数据和不完整数据组或检查过的数据组。
4.2.1非破坏性试验
非破坏性试验如：老化过程中的质量损失）直接给出每一时间、每一试样的诊断性能的值，这些值是在老化周期的终点测得的。因此，可以得到终点时间无论是直接还是通过连续测量之间的线性内摇。
4.2.2检查试验
各个试样的终点时间3.为紧接到达终点前的那个老化周期的中点时间（见GB/T11026.1一2003)。4.2.3破坏性试验
当采用破坏性试验判断标准时，每一试样在奖得某一性能值时妥到破坏，因此，不能接测其终点时间。
为了获得终点时间的评估，对终点作如下附加假设：a）平均性能值与老化时间的对数之制差系尼近似线性的；b）各单个性能值偏离这个线性美系的谢差值呈正态分布其方差与老化时间无关。c）各单个试样的性能与时间对数的关系曲线是一些与代表上述a)关系的线相平行的直线。为了应用这些假设，要对从每·老化时间下获得的数据绘制一些老化曲线。通过绘制每一试样组的性能平均值与其卷化时间的对数的关系曲线，得到老化曲线。如有可能，继续进行每一老化温度下的老化，直至有一组的平均值超过终点水平。在终点线附近，绘制一条该山线的近似线性区（见图D，2）。由于受到某些限制，允许把线性的平均值曲线外推到终点水平。按6.1.4详细帮序，可以在数字上完成上述操作。4.3方差计算
从按上述得到的2：和y值开始，进行下述计算：5
CB/T11026.3—2006/IEC 60216-3:2002对每一组值，计算平均和方差si.从后者（方差）推导出这些组内的联合方差，。对不完全数据的程序，这些程序在6.1.2.2中给出。装C.1给出所帮要的各系数(平均值所需要的，方差所需要的α，β以及从组方差推导平均方差所需要的）。对多组的情况，按组的大小进行加权·然后合并方差。E的组值的平均值是在不加权下得到的，而且乘以合并方差。从回归系数，计算」和HIC值。从回归系数和组平均值，计算偏离回归线的偏差的方差。4. 4统计检验
进行下列统计检验：
a）在计算评估的终点时间之前.应对破坏性试验数据作费歇尔线性检验（F检验）：b）方差相等性检验（Batrlett'sx检验）,以确定y值组内的方差是否有显著差异；F检验，以确定在数据组内的合并方差大于参照值F。时，偏离回归线的偏差的比率，即检验Arrhenius假设应用于试验数据的有效性。在数据分散非常小的情况下，有可能按统计的显著性的非线性检验，其实际再要性很小。即使由于该原因，在不能满足F检验要求的场含，为了能得到某种结果，还要包括下述程序：通过系数F/F。，增加组内合并方差的值（s）,使得F检验给出一个正好能接受的结果（见6.3.2)应用这个调整的值（).计算该结果的下证信限TC.2）
如果发现下置信间隔（T1一了C,）是可以接受的，则认为非线性是没有实际重要性（见6.3.2)：31
应用回归方程，从数据分散性组成部分（s）和（）-计算估计值的置信间。4
当温度指数(TI),其下谊信限(TC)和半差(HIC)经计算之后(见7.1),若TI - TC ≤ 0. BHIC
则认为结果可以接受。
当下置信间隔（TI一TC)超过0.6HIC某一小范国时，只要F≤F。，通过（TC+0.6HIC)替代TI的值（见第7章)。
4.5绪果
从回归方程计算温度指数5. 1对试验数据的要求
提交给本标推的程序的数据应符合GB/T11026.1--2003的5.1-~5.8的要求。5.1.1非破坏性试验
对属于本类型的大多数诊断性能，一组5个试样是合适的。然而，如果发现数据分做性（置信间隔见6.3.3)太大，采用更大的试样数可能获得更为满意的结果。在所有试样已达到终点之前，如果必要终止老化.则这样做是特别正确的。5.1.2检查试验
在第一个老化周期过程中，在任何组内，敏多只能有一个试样达到终点：如果有一个组以上含行这样一个试样，则最好要谨慎确认该试验程序（见6.1.3)并要把这一现象记人报告。每组试样数应至少为5个，且由于实际原因，限制最大的可处理的试样数为31衰C.1)。对大多数时途，拥荐试样数为21.
5.1.3破坏性试验
在每一温度，老化级好要继续下去直至室少有一组的性能平均值高于终点水平，且至少有一组低于6
GB/T11026.3—2006/1EC 60216-3:2002终点水平。在某些情况下.作一些适当限制，可以允许把性能平均值作小的外摊通过终点水平（见6.1.4.4)。但这只能充许一个温度组。5.2计算的精确性
许多计步骤包括广一些数慎差的总和或这些蒸的平方和，其中这些差与数值相比，可能是小的。在这种情况下，有必要使计算的固有精确度至少为6位有效数字或更佳，以得到3位有效数字的结果。考感到这些计算的重复和元长的特点，因此，竭力推荐应用程序计算器或微机进行计算，在这种情况下，容易得到10位或以上的固有精确度。6计算程序
6.1初步计算
.6.1. 1 温度和x值
对所有类型的试验，以热力学温度(K)为尺度表示每一老化温度并计算其倒数作为：t-1/(9+8)
式中:. = 273. 15 K。
6.1.2非破坏性试验
对第1组的第」试样，获得每一老化周期后的某一性能值。从这些值，如必要，可通过线性内插，获得继点时间并计算其对数值作为。6.1.3检查试验
对第组的第于试样，计算紧接到达终点前的那个老化周期的中点时叫，取该时间的对数作为在第一老化周期内的终点时间应作为无效处理。要么：a）另用新的试样开始老化，惑者：b）不管这个试样，在计算组平均值和方差时，把归入第m，组内试样数的值减1(见6.2.1.2)。如果在第·-周期中，有·个试样以上达到终点·则放弃该组并试验另外一组要特别注意试验程序的任何一个临界点。
6.1.4破坏性试验
在每一度以下老化后的试样组内接 6.1. 4. 1～6. 1,4. 5 所述程序进行。注：在6.1.4.2--6.1.4.1的表达中，去掉下标1，以避免在打印中混滑求个下标结合。这些分条的计算应单独地在由每一·老化温度行到的数据上进行。6.1.4.1计算每一老化时间得到的数据组的平均性能值利计算老化时间对数。在一张坐标纸上，以性能值户为纵坐标，老化时的对数作为慢型标：对这些值作图（见图D.2）。以视法拟合一条通过平均性能各个点的光滑曲线。
6.1.4.2选取一个时间范围，使得这样拟合的曲线在这个范围内大致呈线性（见6.1.4.4）。要保证该时间范围包括至少3个平均性能值，且至少有个点在终点线力一力。的每一侧，如果这个范用不是这种情况，并且无法进行更长时阅的进一步测量（例如，由于没有试样），则允许作小范围外推，但要满足6.1.4.4条件。
令所选取的平均值的数（以及对应的组值）为r，各个老化时间的对数为。，各个性能值为力。其中，
=—是在时间下所选圾的试验过的组的顺序号；h三，足在第g组内的性能值的顺序号；h是在第g组内的性能的顺序号。在大多数情况下，在每一试验时间下，试验过的试样数是相同的，但这不是一种必要的条件，对不同组的不同值也能够进行计算。对每一所选取的性能值组计筑平均值P方差si。。7
GB/T 11026.3—2006/[EC 60216-3:2002ig
计算。的对数：
6.1.4.3计算这些值
计算回归方程=十的系数
计算性能组内的联合方差
—n)/(—1)
2x - log tx
- Epenx/v
(Enr\*+e-vep)
(ne - w)
s = E(ng -1)nie(u-- 2)
计算性能组平均值偏离回归践的偏差的加权方差2 = E(p —p,)/tr -2)
这也可表示成
pg = ap+bp2x
=[(Z-v)-(-)]/(r -2)
6.1.4.4进行非线性的F统计检验，在显著水平0.05，按下式计算：F=强is
如果在自由度为 和:-r一2 和=v一r 时,F的计群值超过查表值,F,(现接C. 2)。Fr = F(0, 95,r -2,v-~r)
则改变(.1.4.2中的选择建重新计算。(3)
（10）
(13）免费标准bzxz.net
(14）
如果在显著水平 0. 05 及+23 下,术能满足 F 检验,则进行显著水平为 0. 005 的 F 检验+通过计算的 F值与套表的 F.值(自由度为 f. =r-2. fl-v—r)(见表 C. 2 稠表 C. 3)相比较：F, = F(0. 995,r—2+—r)
如果在该显著水平下，满足F捡验,则可以继续计算下去，伸不允许按7.3.2调整TI。如果在0.005显著水平下，F捡验不能满足要求，或按6.1.4.1绘制的性能点都在终点线的同一侧，则可以允许外推，但要符合下速条件：如果在显著水平 0. 05下F检验满足值的范用(当r3),其中所有的平均值力。都在终点值。的同一侧，则可以外推，只要终点值P。与最接近终点的平均值P，（通常为P,)之差的绝对值是小于差（力力,)的绝对值的0.25倍。
在这种情况下，可以继续计算下去，但仍不允许按7.3.2进行调整TI。6.1.4.5对所选取的每一组内的每一性能值，计算估算的终点时间的对数，8
式中：
GH/T11026.3—2006/1EC60216-3:2002Ju zg (pu p.)/bp
=]…\，是9，温度下.估算过的值组内的值顾序号，，是老化时间的对数。的1，值是在6.2.1计算中拟采用的对数（时间）值：6.1.5不完整数据
在不究整数据情况下，按递升项序，整理义值的每-组(见3.1.1)。6.2总体计算
6.2.1计算组平均和方差
计算每一温度下获得的值组的平均值和方整。6. 2. 1. 1 完整数据
对数摇完整（即未经检套）的试验，可以用常用的公式：si=
ng)(m:-)
另外，对不完整数据（6.2.1.2)也可以用该公式，尽管这些公式对这种计算未必方便。这样.系统可以用下述值表示
α, w 1/(n. -1)
m.(n, - 1)
6.2.1.2检查过的数据
府用下到公式取代公式（18)和公式（19）：3 = (1 -μ)yi +.>
台(-1)
si = a,, [, ]
（22）
（23）
，，α,及阝应从表C.1相应行中读取，对于数据是绝过部分检的（例如，个或个以上温度组是完整的，而一个或一个以上是经过检在的）应该应用公式（20)一公式（22)携等出这些数据值。6. 2. 2 总平均值和总方差
计算,值的总数N、r慎的加平均值(.r)以及y值的加权平均值：（25）
对检奎过的数据，计算试样的总效M
对完整数据,M-N。
（26）
（27）
（28）
对检套过的数据，从表（.1读取=.值。对完整数据，或对部分检存过数据，如\,一则e，值应是1。
计算总平均方差系数：
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