perencanaan drainase
TRANSCRIPT
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.