BAB V

ANALISIS DAN PERHITUNGAN

A. Debit Banjir Rencana (Design Flood)

1. Hujan Kawasan (DAS)

Pada penentuan hujan kawasan diambil data dari 2 stasiun pencatat hujan

terdekat lokasi yaitu, stasiun pencatat hujan Kragilan dan Ciruas. Untuk mencari

hujan kawasan digunakan metode Aljabar atau Aritmatika, karena menggunakan

2 stasiun pencatat hujan.

 Tabel 1. Perhitungan Hujan DAS Metode Aljabar

No Tahun Batu Bantar

(mm)

Penancangan

(mm)

Gardu Tanjak

(mm)

Hujan DAS

1 2010 134 114 85 111

2 2009 0 60 90 50

3 2008 70 203 92 121,667

4 2007 105 102 110 105,667

5 2006 108 0 73 60,333

6 2005 95 0 130 75

7 2004 279 70 98 149

8 2003 180 70 80 110

9 2002 121 0 148 89,667

10 2001 100 110 89 99,667

11 2000 100 55 86 80,333

∑ 1052,333

Sumber : Badan Meteorologi dan Geofisika (BMG) CADIN PU Serang

2. Analisa Frekuensi

Analisis frekuensi dilakukan secara bertahap dan sesuai dengan urutan kerja

yang telah ada karena hasil dari masing-masing perhitungan tergantung dan saling

29

mempengaruhi terhadap hasil perhitungan sebelumnya.Berikut adalah langkah-

langkah analisis frekuensi setelah persiapan data dilakukan.

Tabel 2.Perhitungan Analisa Frekuensi

No TahunX (mm) ¿¿) ( X i−X )2 ( X i−X )3 ( X i−X )4

1 2010 111 15,333 235,111 3605,037 55277,235

2 2009 50 -45,667 2085,444 -95235,296 4349078,531

3 2008 121,667 26 676 17576 456976

4 2007 105,667 10 100 1000 10000

5 2006 60,333 -35,333 1248,444 -44111,704 1558613,531

6 2005 75 -20,667 427,111 -8826,963 182423,901

7 2004 149 53,333 2844,444 151703,704 8090864,198

8 2003 110 14,333 205,444 2944,704 42207,420

9 2002 89,667 -6 36 -216 1296

10 2001 99,667 4 16 64 256

11 2000 80,333 -15,333 235,111 -3605,037 55277,235

∑ 1052,333 0 8109,111 24898,444 14802270,049

Rata-rata hitung (Mean) :

X=∑ X

n=

1052,33311

=¿95,667

Menghitung standart deviasi(simpangan baku) :

Berdasarkan persamaan (6) maka besar s :

s=√ 1n−1∑i=1

n

( X i−X )2

s=¿28,477

a. Menghitung Koefisien Variasi (CV):

Berdasarkan Persamaan (7) maka besar Cv :

C v=sX

30

Cv = 0,298b. Menghitung Koefisien Asimetri/Skewnes/kemencengan (CS) :

Berdasarkan persamaan (9) maka besar Cs:

CS=n

(n−1 ) (n−2 ) s3 ∑i=1

n

( X i−X )3 =

Cs = 0,132

c. Menghitung Koefisien Kurtosisis (Ck) :

Berdasarkan Persamaan (10) maka besar Ck :

C k=n2

(n−1 ) (n−2 )(n−3)s4 ∑i=1

n

( X i−X )4

Ck =3,783

Tabel 3. Perhitungan Analisa Frekuensi Log Normal

No X( mm)y= log x

(mm)y-ybar (y-ybar)^2 (y-ybar)^3 (y-ybar)^4

1 111 2,045 0,084 0,007 0,001 0

2 50 1,699 -0,263 0,069 -0,018 0,005

3 121,667 2,085 0,123 0,015 0,002 0

4 105,667 2,024 0,062 0,004 0 0

5 60,333 1,781 -0,181 0,033 -0,006 0,001

6 75 1,875 -0,087 0,008 -0,001 0

7 149 2,173 0,211 0,045 0,009 0,002

8 110 2,041 0,080 0,006 0,001 0

9 89,667 1,953 -0,009 0 0 0

10 99,667 1,999 0,037 0,001 0 0

11 80,333 1,905 -0,057 0,003 0 0

∑1052,33

321,580 0 0,191 -0,012 0,008

Rata-rata hitung (Mean) :

y¿̄=∑ X

n=21,580

11=¿ ¿1,962

Menghitung standart deviasi(simpangan baku) :

31

Berdasarkan persamaan (6) maka besar S :

s=√ 1n−1∑i=1

n

¿¿¿¿

s=¿0,138

a. Menghitung Koefisien Variasi (CV):

Berdasarkan Persamaan (7) maka besar Cv :

C v=S

y ¿̄¿=0,071

b. Menghitung Koefisien Skewnes/kemencengan (CS) :

Berdasarkan persamaan (9) maka besar Cs :

CS=n

(n−1 ) (n−2 ) s3 ∑i=1

n

¿¿¿

Cs=-0,558

Menghitung Koefisien Kurtosisis (Ck) :

Berdasarkan Persamaan (10) maka besar Ck :

C k=n2

(n−1 ) (n−2 )(n−3)s4 ∑i=1

n

¿¿¿

Ck =3,708

Tabel 4. Pemilihan Jenis Distribusi

NoJenis

DistribusiSyarat

Hasil

PerhitunganKeputusan

1 NormalCs≈ 0

Ck = 3

0,132

3,783

Mendekati

Mendekati

2 Log NormalCs (lnx) ≈ 1,33

Ck (lnx) = 11,73

-0,558

3,708

Tidak

Tidak

3 GumbelCs = 1,14

Ck = 5,4

0,132

3,783

Mendekati

Mendekati

4 Log Person IIISelain dari nilai di

atas

Sumber : Hidrologi Terapan,Bambang Triatmodjo (1998)

32

Dari tabel di atas terlihat bahwa perbedaan antara parameter statistik hasil

hitungan di atas tidak begitu besar dengan nilai persyaratan maka untuk lebih

meyakinkan dilakukan penggambaran pada kertas Probabilitas dan di uji dengan

Metode Chi-Kuadrat dan Smirnov-Kolmogorov

3. Penentuan Jenis Distribusi

Penentuan jenis distribusi ini dilakukan dengan cara pengujian distribusi

probabilitas yang dimana maksudnya adalah untuk mengetahui apakah persamaan

distribusi probabilitas yang dipilih dapat mewakili distribusi statistik sampel yang

dianalisis. Pengujian distribusi probabilitas ini ada 2 Metode pengujian, yaitu

pengujian dengan cara Metode Chi-Kuadarat dan pengujian Smirnov-

Kolmogorov. (I Made Kamiana. 2011)

a. Uji Chi-Kuadrat

Uji Chi-Kuadrat menggunakan nilai X2 yang dapat dihitung dengan

persamaan berikut :

Xn2¿∑

i=1

n (Oi−Ei)2

Ei

Dengan :

X2 = Nilai Chi-Kuadrat terhitung

Ef = Frekuensi yang diharapkan sesuai pembagian kelasnya.

Of = Frekuensi yang terbaca pada kelas yang sama

Nilai x2 yang diperoleh harus lebih kecil dari nilai x2cr (Chi-kuadrat kritik).

Derajat kebebasan dapat dihitung dengan persamaan :

DK = K - (α+1)

K = 1 + 3,3 log n

Dengan :

Dk = Derajat kebebasan

K = Banyaknya kelas

α = banyaknya keterikatan, untuk uji Chi-Kuadrat adalah 2

33

nilaix2cr diperoleh dari tabel 3.7 (dibuku Teknik Perhitungan Debit

Rencana Bangunan Air,I Made Kamiana (2011)

n = Banyaknya data

Syarat dalam pengujian Chi-Kuadrat adalah distribusi probabilatas yang

mempunyai nilai simpangan maksimum terkecil dan lebih kecil dari

simpangan kritis, atau dirumuskan sebagai berikut :

X2<X2cr

dimana :

X2 = parameter Chi-Kuadrat terhitung

X2cr = parameter Chi-Kuadrat kritis(lihat tabel lampiran 3.7)

Prosedur perhitungan dengan Metode uji chi-Kuadrat adalah sebagai berikut

(I Made Kamiana. 2011):

1. Urutkan data dari besar ke kecil atau sebaliknya.

2. Menghitung jumlah Kelas

3. Menghitung derajat kebebasan (DK) dan X2cr

4. Menghitung kelas distribusi

5. Menghitung Interval kelas.

6. Perhitungan nilai X2.

7. Bandingkan nilai X2 terhadap X2cr.

Tabel 5. Pengurutan Data Hujan Dari Besar ke Kecil

34

No Xi (mm)besar ke Xi diurut dari kecil

1 111 121,667

2 50 105,667

3 121,667 149

4 105,667 111

5 60,333 110

6 75 99,667

7 149 89,667

8 110 80,333

9 89,667 60,333

10 99,667 75

11 80,333 50

Derajat kebebasan dihitung dengan persamaan :

DK = K – (α+1)

Dk = 5- (2+1)

DK = 2

Jadi nilai X2cr dengan jumlah data n=11, α=5% dan DK = 2, maka nilai X2cr

adalah 5,991 dapat dari tabel 3.7 (dibuku Teknik Perhitungan Debit Rencana

Bangunan Air,I Made Kamiana (2011))

Tabel 6. Uji Chi-Kuadrat Distribusi Normal

NO P(X≥Xm) Ef Of Ef – Of (Ef – Of)2/Ef

1 >132.118 2 1 1 0.5

2 119.588 – 132.118 3 1 2 1.333

3 95.667 - 119.588 3 4 -1 0.333

4 <95.667 3 5 2 1.333

5 11 11 X² 3.5

x2 = 3,0

Tabel 7. Uji Chi-Kuadrat Distribusi Log Normal

35

NO P(X≥Xm) Ef Of Ef – Of (Ef – Of)2/Ef

1 >104.304 2 5 -3 4.5

2 99.77 - 104.304 3 0 3 3.000

3 91.622 - 99.77 3 1 2 1.333

4 < 91.662 3 5 -2 1.333

5 11 11 10.167

X2 =3,0

Tabel 8. Uji Chi-Kuadrat Distribusi Gumbel

NO P(X≥Xm) Ef Of Ef – Of (Ef – Of)2/Ef

1 >147.409 2 1 1 0.500

2 125.226 - 147.409 3 0 3 3.000

3 90.000 - 125.226 3 5 -2 1.333

4 <90.000 3 5 -2 1.333

5 11 11 6.167

X2= 3,0

Tabel 9. Uji Chi-Kuadrat Distribusi Log Person III

NO P(X≥Xm) Ef Of Ef – Of (Ef – Of)2/Ef

1 > 104.713 2 5 -3 4.5

2 99.312 - 104.713 3 1 2 1.333

3 90.782 - 99.312 3 0 3 3.000

4 <90.782 3 5 -2 1.333

5 11 11 10.67

X2 = 3,0

Tabel 10.Rekapitulasi Nilai X2 danX2cr untuk 4 Distribusi

Distribusi Probabilitas X2 terhitung X2cr Keterangan

Normal 3,0 5,991 Diterima

36

Log Normal 3,0 5,991 Diterima

Gumbel 3,0 5,991 Diterima

Log Pearson Type III 3,0 5,991 Diterima

Nilai X2<X2cr, maka dapat disimpulkan bahwa semua distribusi tersebut

dapat diterima, tapi karena semua nilai X2nya sama, maka dilakukanlah pengujian

Smirnov-Kolmogorov untuk menentukan pemilihan jenis distribusi data curah

hujan yang cocok.

b. Uji Smirnov-Kolmogorov

Pengujian distribusi probabilitas dengan Metode Smirnov-Kolmogorov

dilakukan dengan langkah-langkah perhitungan sebagai berikut ( I Made

Kamiana,2011). :

1. Urutkan data hujan (Xi) dari besar ke kecil atau sebaliknya

2. Tentukan peluang empiris masing-masing data yang sudah diurut tersebut P

(Xi) dengan rumus tertentu, Rumus Weilbul misalnya

P (Xi) = (i/(n+1)

keterangan :

n = jumlah data

i = nomor urut data (setelah diurut dari besar ke kecil atau

sebaliknya)

3. Tentukan peluang teoritis masing-masing data yang sudah diurut

tersebutP’(Xi) berdasarkan persamaan distribusi probabilitas yang dipilih

(Normal, Log Normal, Log Person Type III dan Gumbel)

4. Hitung selisih (ΔPi) antara peluang empiris dan peluang teoritis untuk setiap

data sudah diurut:

ΔP = P’(Xi) - P(Xi)

5. Tentukan apakah ΔPi < ΔP kritis, jika “tidak” artinya distribusi probabilitas

yang dipilih tidak dapat diterima, demikian sebaliknya.

6. ΔP kritis dicari dari tabel pada Lampiran (3.28) distribusi Normal

37

Tabel 11. Perhitungan Uji Distribusi dengan Metode Smirnov-Kolmogorov untuk Distribusi Normal

i Xi P(Xi) F(t) P’(Xi) ΔP

1 111 0.083 0.538 0.2946 0.211

2 50 0.167 -1.604 0.9452 0.779

3 121.667 0.250 0.913 0.1814 -0.069

4 105.667 0.333 0.351 0.3632 0.030

5 60.333 0.417 -1.241 0.8925 0.476

6 75 0.500 -0.726 0.7673 0.267

7 149 0.583 1.873 0.0307 -0.553

8 110 0.667 0.503 0.3085 -0.358

9 89.667 0.750 -0.211 0.5832 -0.167

10 99.667 0.833 0.140 0.4443 -0.389

11 80.333 0.917 -0.538 0.7054 -0.211

Keterangan Tabel 11:

i = nomor urut

Xi = data hujan diurut dari kecil ke besar (mm)

P(Xi) = peluang empiris (dihitung dengan persamaan Weilbull)

f(t) = untuk distribusi probabilitas Normal

KT = Xi−Xrt

s

dimana KT = f(t)

contoh

nilai Xrt = 95.667

nilais = 28.477

f(t) =(115-95.667)/28.477

= 0.538

P’(Xi) = 1-Luas dibawah kurve Normal sesuai dengan nilai f(t), yang

ditentukan dengan tabel pada Lampiran (3.9)

Contoh :

38

untuk nilai f(t) = 1,5531, maka luas wilayah dibawah kurve Normal adalah

0,9394 Sehingga nilai P(t) = 1-0,0606= 0,9394. Demikian seterusnya untuk

baris berikutnya, cara perhitungannya sama.

ΔP = P’(Xi) -P(Xi)

= 0,2946– 0.083

= 0.211

Tabel 12. Perhitungan Uji Distribusi dengan Metode Smirnov-Kolmogorov untuk Distribusi Log Normal

I Log Xi P(Xi) F(t) P’(Xi) ΔP

1 2.045 0.083 1.910 0.0281 -0.0552 1.699 0.167 -6.010 0.0013 -0.1653 2.085 0.250 2.822 0.0024 -0.2484 2.024 0.333 1.421 0.0778 -0.2565 1.781 0.417 -4.145 0.0192 -0.3976 1.875 0.500 -1.983 0.0239 -0.4767 2.173 0.583 4.835 0.0078 -0.5768 2.041 0.667 1.820 0.0344 -0.6329 1.953 0.750 -0.209 0.5832 -0.16710 1.999 0.833 0.841 0.2005 -0.63311 1.905 0.917 -1.301 0.9032 -0.013

Keterangan Tabel 12 :

i = nomor urut data

Log Xi = nilai loghujan diurutkan dari kecil ke besar (mm)

P(Xi) = peluang empiris (dihitung dengan persamaan Weilbull)

f(t) = untuk distribusi probabilitas Log Normal

KT = log Xi−log Xrt

s

dimana KT = f(t)

contoh

nilai Log Xrt = 1.962

nilai Log s = 0.044

f(t) =(2.045-1,962)/0,044

= 1,910

39

P’(Xi) = 1-Luas dibawah kurve Normal sesuai dengan nilai f(t), yang

ditentukan dengan tabel pada Lampiran (3.9)

Contoh :untuk nilai f(t) = 1,910 maka luas wilayah dibawah kurve Normal adalah

0,0537. Sehingga nilaiP’(Xi) = 1 - 0.9719 = 0.028. Demikian seterusnya

untuk baris berikutnya, cara perhitungannya sama.

ΔPi = P’ (Xi) – P(Xi)

= 0.0281 – 2.045

= -0.055

Tabel 13. Perhitungan Uji Distribusi dengan Metode Smirnov-Kolmogorov untuk Distribusi Gumbel

i Xi P(Xi) F(t) Yt P’(Xi) ΔP1 111 0.083 0.538 1.018 0.264 0.1812 50 0.167 -1.604 -1.047 0.259 0.0923 121.667 0.250 0.913 1.379 0.213 -0.0374 105.667 0.333 0.351 0.838 0.300 -0.0345 60.333 0.417 -1.241 -0.697 0.119 -0.2986 75 0.500 -0.726 -0.201 0.500 0.0007 149 0.583 1.873 2.304 0.093 -0.4908 110 0.667 0.503 0.984 0.270 -0.3979 89.667 0.750 -0.211 0.296 0.500 -0.25010 99.667 0.833 0.140 0.634 1.577 0.74411 80.333 0.917 -0.538 -0.020 0.500 -0.417

Keterangan Tabel 13 :

i = nomor urut

Xi = data hujan diurut dari kecil ke besar (mm)

P (Xi) = peluang empiris (dihitung dengan persamaan Weilbull)

f(t) = untuk distribusi probabilitas Gumbel

KT = Xi−Xrt

S

dimana KT = f(t)

contoh

nilai Xrt = 95.667

40

nilais = 28.477

f(t) = (111 – 95.667)/28.477

= 0.538P’(Xi) = ditentukan berdasarkan nilai Yn, Sn, dan jika f(t) pada persamaan

(3.20) dan (3.21). (I Made Kamiana. 2011)

contoh

untuk nilai f(t) = 0.538 , Yn = 0,499, Sn = 0,964

maka berdasarkan persamaan (3.20) didapat nilai Yt =1.018. kemudian

melalui interpolasi berdasarkan Kertas Probabilitas Gumbel maka untuk Yt =

1.018 dapat dihitung T = 8,03 tahun, sehingga dapat dihitung selanjutnya

Peluang teoritis P’(Xi) = 1/T = 1/ 3.789 = 0.264 . demikian seterusnya untuk

baris berikutnya cara perhitungannya adalah sama.

ΔP = P(Xi) – P’(Xi)

= 0.264 – 0.083

= 0.181

Tabel 14. Perhitungan Uji Distribusi dengan Metode Smirnov-Kolmogorov untuk Distribusi Log Person type III

I Log Xi Xi P(Xi) F(t) P'(Xi) ΔP

1 2.045 111.000 0.083 1.91 -0.110 -0.1932 1.699 50.000 0.167 -6.01 0.500 0.333

41

3 2.085 121.667 0.250 2.822 -0.217 -0.4674 2.024 105.667 0.333 1.421 -0.057 -0.3905 1.781 60.333 0.417 -4.145 0.397 -0.0206 1.875 75.000 0.500 -1.983 0.250 -0.2507 2.173 149.000 0.583 4.835 -0.490 -1.0738 2.041 110.000 0.667 1.82 -0.100 -0.7679 1.953 89.667 0.750 -0.209 0.103 -0.64710 1.999 99.667 0.833 0.841 0.003 -0.83011 1.905 80.333 0.917 -1.301 0.197 -0.720

Contoh Perhitungan untuk Log Person Type III:

1. menghitung peluang empiris degan masukan nomor urut data mulai dari yang

terkecil sampai dengan data terbesar dengan persamaan :

P(Xi) =m

n+1x 100 %

= 1/(11+1)

= 0,083

2. Menghtung nilai P’(Xi) dengan persamaan :

P’(Xi) = (100-111)/100

= -0,110

3. Menghitung selisih P(Xi) dan P’(Xi) dengan persamaan

ΔP = [P’(Xi)-P(Xi)]

= [-0.110-0.083]

= -0.193

Tabel 15.Rekapitulasi Perhitungan Uji 4 Distribusi dengan Metode Smirnov-Kolmogorov

Distribusi Probabilitas ΔPmaks terhitung ΔPkriti

s

Keterangan

Distribusi Normal 0,1212 0,41 Diterima

Distribusi Log Normal 0,0965 0,41 Diterima

42

Distribusi Log Person type III 0,0935 0,41 Diterima

Distribusi Gumbel 0,077 0,41 Diterima

Dari hasil dalam pengujian Smirnov-Kolmogorov dapat disimpulkan

bahwa distribusi yang memenuhi persyaratan uji Smirnov-Kolmogorov, yaitu

∆maks< ∆kritis dimana jumlah data = 10 dan α =5%, maka nilai ∆kritis = 0,41 (tabel

lampiran 9) adalah distribusi Gumbel, karena nilai ∆maks< ∆kritis yaitu 0,077<0,41.

Hal ini dikarenakan hasil uji Smirnov-Kolmogorov pada Distribusi Gumbel

memiliki simpangan paling kecil dan memenuhi syarat uji Chi-Kuadrat.

4. Analisis Hujan Rencana

Penelitian hujan rencana menggunakan distribusi Gumbel sesuai dengan hasil

analisis frekuensi di atas.Langkah perhitungan tersebut adalah sebagai berikut

dibawah ini.Berdasarkan Pada tabel 2 dan perhitungan metode statistik sebagai

berikut :

X = 95.667

s = 28.477

Cs = 0.588

Ck = 3,708

Untuk saluran sekunder periode masa ulang yang digunakan untuk drainase

saluran terbuka yaitu periode ulang 5(lima) dan 10tahun (Wesli.2008)dan

persamaan yang digunakan adalah persamaan (16) yaitu :

x = x–YT−Yn

Sn+s

Contoh perhitungan hujan rencana periode ulang 2 tahun ( T=2 tahun) :

Nilai rata –rata :

X ¿95.667

Standar deviasi :

43

s = 28.477

Jumlah data :

n = 11

Dari tabel Gumbel(Hidrologi Praktis, 2010 ) :

Yt = -ln(ln(T

T−1¿)

Yt = 0.3065

Sn = 0.964 (tabel Gumbel)

Yn = 0.499 (tabel Gumbel)

Nilai curah hujan (XT) yang diharapkan terjadi pada periode tertentu :

x = x–YT−Yn

Snxs

x = 43,4341 mm

Tabel 16. Hasil Perhitungan Hujan Rencana Metode Gumbel

No T Yt x (mm)

1 2 0.3065 101.354

2 5 1.4999 66.099

3 10 2.2504 43.929

Berdasarkan tabel di atas dapat disimpulkan bahwa hujan rencana dengan

periode ulang 2 tahun yaitu 101.354, periode ulang 5 tahun yaitu sebesar 66.099

mm dan periode ulang 10 tahun yaitu sebesar 43.929 mm untuk analisa saluran

sekunder.

5. Perhitungan Debit Banjir Rencana MetodeRasional

1. Contoh perhitngan debit banjir rencana dengan periode ulang 5 tahun (Q5):

Diketahui data sebagai berikut :

44

Luas Cathment Area Perumahan diperlihatkan pada gambar 10 :

Gambar 10 Site Plan Perumahan BCR

A = A1+ A2

A1 = 15 x 83 = 1.245 m2 = 0,00125km2

A2 = 120 x 140 = 16.800m2 = 0,0168 km2

A = 0,00125 + 0,0168 = 0,018045 km2

Panjang saluran (L) = 343 m

Beda tinggi kontur tanah = -0,15-(-3,35) = 3,20 (elevasi ±0,00 pada jalan raya

Sentul)

Kemiringan dasar saluran = Δh/L

Didapat kemiring dasar saluran =3,0/343 =0,0093(Sumber : Kantor Pemasaran

Perumahan PT.Bumi Cipta Rahayu. 2011)

Qmaks = 0,278.C.Cs.I.A

yang dimana:

C = 0,75 (tabel 2.3. Koefisien Pengaliran)

Cs = 1 (karena di perumahan BCR tidak ada tampungan, jadi nilai Cs tidak

berpengaruh)

¿=R5

24x ¿

t = 6 jam untuk wilayah Indonesia (Sumber: Hidrologi Praktis.2010)

Maka didapat nilai intensitas hujannya adalah

45

¿=66,474124

x¿

It = 6,979343 mm/jam

A = 0,018045km2 (luas Chathment saluran yang diamati di Perumahan

BCR)

jadi Q5 = 0,278x0,75x1x6,979343x0,018045

= 0,026259 m3/dtk

≈ 0,0263 m3/dtk

Dari perhitungan diatas dapat dihasilkan nilai debit dengan periode ulang 5

tahun (Q5) sebesar 0,00263m3/dtk.

2. Contoh perhitngan debit banjir rencana dengan periode ulang 10 tahun (Q10):

Diketahui data sebagai berikut :

Qmaks = 0,278.C.Cs.I.A

yang dimana:

C = 0,75 (tabel 2.3. Koefisien Pengaliran.( Sumber; Wesli.2008)

Cs = 1 (karena di perumahan BCR tidak ada tampungan, jadi nilai Cs tidak

berpengaruh)

¿=R10

24x ¿

t = 6 jam untuk wilayah Indonesia (Sumber: Hidrologi Praktis.2010)

Maka didapat nilai intensitas hujannya adalah

¿=81,728524

x¿

It = 8,581 mm/jam

A = 0,018045km2 (luas Chathment saluran yang diamati di Perumahan

BCR)

jadi Q10 = 0,278x0,75x1x8,581x0,018045

= 0,032285 m3/dtk

46

≈ 0,0323 m3/dtk

Dari perhitungan diatas dapat dihasilkan nilai debit dengan periode ulang 10

tahun (Q10) sebesar 0,0323m3/dtk.

2. Contoh perhitngan debit aliran air limbah rumah tangga di perumahan BCR:

Diperkirakan debit aliran limbah rumah tangga untuk perumahan adalah 150

liter/hari/orang, dengan jumlah rata-rata /rumah adalah 5 orang, data unit yang

dihitung adalah 173 unit, sehingga debit aliran setiap detik adalah sebagai berikut:

Qlimbah ¿ 15060 x 60 x24

x5 orang x173 unit

Qlimbah = 0.001502 m3/det

Tabel 17. Hasil Perhitungan Debit Banjir Rencana dengan Metode Rasionaldengan Periode Ulang Tertentu

T XT It Qmaks Qlimbah Qt

(tahunan) (mm) (mm/jam) (m3/det) (m3/det) (m3/det)

2 43,434094,56029

40,0172

0,001502

0,0187

5 66,474066,97934

30,0263

0.001502

0,0278

10 81,72858,581 0.0323

0.001502

0,0338

Dapat disimpulkan bahwa dari perhitungan diatas diperoleh debit dengan

periode ulang 2 tahun sebesar 0,0187 m3/dtk, dan debit dengan periode ulang 5

tahun sebesar 0,02678m3/dtk,dan untuk periode ulang 10 tahun sebesar

0,0338m3/det.

6. Analisa Saluran

F

47

a. Chek Kapasitas Saluran

Dimensi saluran yang aman adalah saluran yang harus mampu mengalirkan

debit rencana atau dengan kata lain debit yang dialirkan oleh saluran (Qs) sama

atau lebih besar dari debit rencana (QT) hubungan ini ditunjukan dengan syarat

sebagai berikut :

Qs≥QT

Perumahan Bumi Cipta Rahayu mengggunakan saluran penampang persegi

empat dengan bahan material beton, seperti gambar dibawah ini :

Gambar 11. Desain Saluran di Perumahan Bumi Cipta Rahayu

Diketahui data sebagai berikut :

H (tinggi saluran total) =0,36m (Sumber :Pengembang BCR. 2011)

b (lebar saluran) = 0,40m (Sumber : Pengembang BCR. 2011)

d (kedalaman saluran) = H/1,3

=0,36/1,3

= 0,277 m

F (tinggi jagaan saluran) = 30%.d (sumber:Wesli.2008)

= 0,0831m

R (jari-jari hidolis) = 0,5.d

= 0,1385 m

As( luas saluran) = bxd

= 0,40m x 0,277m

= 0,1108 m2

I (kemiringan dasar saluran)

I = Δh/L

b

dH

b

F

48

Dimana Δh = -0,15-(-3,35)

= 3,20m

Jadi I = 3,2m / 343m

= 0,0093

V (kecepatan rata-rata aliran di dalam saluran menggunakan rumus

Manning.sumber:Wesli.2008)

V = 1/n.R2/3.I1/2

Dimana n = 0,018-0,022 ( Sumber:Haryono Sukarto.1999)

V = (1/0,020)x(0,13852/3)x(0,00931/2)

= 1,2926 m/dtk

Menghitung Qs(debit saluran.Sumber:Wesli.2008) :

Qs = As. V

= 0,1108m2 x1,2926 m/dtk

= 0,1432 m3/dtk

Mengecek dimensi saluran dengan debit rencana :

Syarat Qs≥QT

0,1432 m3/dtk>0,0338 m3/dtk ………………….( Aman)

Dari hasil perhitungan dapat disimpulkan bahwa dimensi saluran yang ada di

perumahan Bumi Cipta Rahayu (BCR) dapat mengalirkan debit rencana 5 dan 10

tahun.

7. Data Teknis Saluran

Dari analisis perhitungan kapasitas saluran didapat data teknis dimensi

saluran sebagai berikut:

b = 0,40m

d = 0,277m

F = 0,0831m

V = 1,2926m/dtk

I = 0,0093

Qs = 0,1432m3/dtk

dH

49

8. Pola Jaringan Drainase Perumahan Bumi Cipta Rahayu (BCR)

Pola jaringan drainase yang ada di Perumahan Bumi Cipta Rahayu (BCR)

adalah pola jaringan paralel yang artinya pola jaringan di mana saluran utama atau

saluran induk terletak sejajar dengan saluran cabang/saluran sekunder yang pada

bagian akhir saluran cabang dibelokan menuju saluran utama.Dan pola jaringan

ini cukup bagus karena aliran dari saluran drainase Perumahan BCR langsung

mengalir ke saluran induk, sedangkan saluran induknya mampu mengalirkan

aliran yang ada di sekitarnya seperti saluran Perumahan BCR tersebut.Kemudian

ketinggian saluran drainase Perumahan BCR lebih tinggi dari saluran induk

sehingga air mengalir dengan lancar ke saluran induk.